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Jornadas Científicas Anuales Proyecto INMA – INfancia y Medio Ambiente

Asturias, 29 y 30 de junio de 2009

Libro de pósters

Programa Científico

Lunes 29 de junio

9:45 - 10:00 Bienvenida y presentación – Adonina Tardón

10:00 - 11:00 Proyecto INMA – Moderadora: Adonina Tardón

• Update Proyecto INMA – Mònica Guxens

• Base de datos de medidas de antropometría al nacimiento para análisis conjuntos, 4 cohortes INMA – Carmen Íñiguez

• Base de datos de neurodesarrollo para análisis conjuntos, 4 cohortes INMA – Raquel García

• Base de datos de covariables hasta nacimiento para análisis conjuntos, 4 cohortes INMA – Mario Murcia

• Base de datos de dieta de semana 12 y 32 de embarazo para análisis conjuntos, 4 cohortes INMA – Jesús Vioque

• Codificación de la ocupación de los padres de la cohorte INMA y adaptación de la clasificación nacional de ocupaciones (CNO) a la international standard classification of ocupations (ISCO): estado de desarrollo de la acción específica – MC Gonzalez, Ana M García

11:00 – 11:30 Descanso

11:30 – 13:30 Presentación resultados I: Exposición – Moderador: Maties Torrent

11:30 - 11:40 Mercurio

• Exposición prenatal a mercurio en 4 cohortes INMA y factores asociados – Ferran Ballester o Mario Murcia

11:40 – 12:20 Compuestos Organoclorados Persistentes (COPs)

• Transferencia de Compuestos Organoclorados a través de la barrera placentaria en la cohorte de Valencia – Esther Viscaino

• Concentraciones de compuestos organoclorados en muestras de calostro de la cohorte INMA de Sabadell—Marta Fort

• BDE209 in serum from pregnant women in Sabadell – Jordi Sunyer

• Exposición ambiental a pesticidas durante la pulverización con DDT en el sur de Mozambique (Manhiça) – Maria Nélia Manaca

12:20 – 13:00 Air Pollution

• Exposición a NO2 y Benceno en la cohorte de INMA-Asturias – Ana Fernández Somoano

• Factores asociados a la exposición individual a compuestos orgánicos volátiles en niños de 1 año de edad en la cohorte INMA-Valencia – Ana Esplugues

• Uso de los Modelos Bayesianos Jerárquicos para corregir los errores en las medidas de exposición al NO2 – David Martínez


13:00 - 13:20 Water Pollution

• Análisis geográfico y temporal de niveles de trihalometanos en agua y estimación de niveles individuales durante el embarazo en las cohortes INMA – Esther Gràcia

• Niveles en agua de diversos subproductos de la desinfección, nitratos y metales en las cohortes INMA – Cristina Villanueva

13:20 - 13:30 Bisfenol A y alquifenoles

• Determinación de Bisfenol A (BFA) y sus derivados clorados, y Alquilfenoles en muestras biológicas humanas mediante Cromatografía de Gases- Espectrometría de Masas y Cromatografía Líquida-Espectrometría de Masas – Noemi Navea Ordoñez

12:20 – 13:30 Reunión paralela del Grupo de Trabajo de Nutrición – Moderador: Jesús Vioque

13:30 - 15:00 Comida

15:00 - 17:10 Presentación resultados II: Reproductivo – Moderador: Ferran Ballester

• Exposición prenatal a PM2.5 y su relación con bajo peso al nacer en la cohorte de INMA-Gipuzkoa – Aitana Lertxundi

• Exposición a NO2 durante el embarazo: factores asociados y riesgo de parto pretérmino. INMA-Valencia – Sabrina Llop

• El impacto de la exposición a NO2 exterior durante el embarazo sobre el crecimiento fetal en la cohorte INMA-Valencia – Carmen Iñiguez

• Efecto de la exposición prenatal a contaminación atmosférica sobre el crecimiento fetal medido a través de ecografías en la cohorte INMA-Sabadell – Inma Aguilera

• Relación entre la exposición a contaminación atmosférica por NO2 durante el embarazo y perímetro craneal al nacimiento – Ferran Ballester o Marisa Estarlich

• Exposición a trihalometanos a través de diversos usos del agua y riesgo de parto prematuro y bajo peso al nacer – Cristina Villanueva

• Effects of household use of cleaning products on birth weigh – Lidia Casas

• El impacto de la exposición a tabaco durante el embarazo sobre el crecimiento fetal en la cohorte INMA-Valencia – Carmen Iñiguez

• La calidad de dieta en gestantes está asociada a medidas antropométricas neonatales y crecimiento fetal. Cohorte INMA Valencia – Clara Rodríguez

• Ingesta y suplementación de ácido fólico en mujeres embarazadas de la Cohorte INMA-Valencia y su efecto sobre retardo de crecimiento fetal – Maria Pastor

• Exposición a compuestos orgánicos persistentes y medidas antropométricas al nacimiento en la cohorte INMA-Valencia – Mª José López Espinosa

• Organochlorine compounds and rapid early growth – Michelle Mendez

• El recién nacido de bajo peso para su edad gestacional y su evolución – Cristina Rodríguez Dehli


17:10 - 17:30 Descanso

17:30 - 18:30 Proyectos Europeos – Moderador: Nicolás Olea

• ENRIECO & CHICOS – Martine Vrijheid

• EUCCONET – Mònica Guxens

• ESCAPE – Audrey de Nazelle

• HIWATE – Cristina Villanueva

• DECODE & CONTAMED – Nicolás Olea

• ENGAGE, EUROGENVAR & GeoCoDE – Mariona Bustamante

• EARNEST – Michelle Mendez

Martes 30 de junio

9:00 – 9:20 Publicaciones conjuntas – Susana Gros

9:20 – 9:50 Presentación Web/Intranet – Susana Gros

9:50 – 10:10 Descanso

10:10 – 12:20 Presentación resultados III: Neurodesarrollo – Moderador: Jesús Ibarluzea

• Prenatal exposure to gas cooking and neurodevelopment at 14 months - replication of the Menorca findings? – Martine Vrijheid

• Prenatal Exposure to Cell Phone Use and Neurodevelopment at 14 Months – Martine Vrijheid

• Exposición infantil a contaminantes ambientales en Granada y posibles efectos en el desarrollo cognitivo – Carmen Freire Warden

• GIS-based exposure to traffic-related air pollution during pregnancy and neurodevelopment at 14 months – Mònica Guxens

• Thyroid hormones during pregnancy and neurodevelopment of their children at 14 months of age (Sabadell cohort) – Mar Álvarez

• Seafood consumption and neurodevelopment at 14 months – Michelle Mendez

• COPs y Bayley en la cohorte INMA-Sabadell – Nerea Lertxundi

• Relation between maternal cognitive and psychological profile and child neurodevelopment at 14 months – Joan Forns

• Desarrollo cognitivo en la cohorte de Flix – Nerea Lertxundi

• Niveles de Cortisol y Bayley: análisis preliminar de la relación entre la actividad del eje HPA y el desarrollo cognitivo – Oscar Vegas

• Long-term breastfeeding and neurodevelopment at 14 months: which factors could explain this relationship? – Mònica Guxens

• Evaluación del neurodesarrollo en niños sanos nacidos a término tras suplementacion con ácido docosahexaenoico (dha) durante la segunda mitad del embarazo – Rosa Ramos Diaz

• Cognitive function and overweight in preschool children – Mònica Guxens

• Evaluación de la calidad de la ecología familiar en la cohorte INMA de Gipuzkoa 2 años -- Enrique Arranz


12:20 – 12:40 Descanso

12:40 - 14:20 Presentación resultados IV: Miscelánea – Moderadora: Martine Vrijheid

12:40 – 13:00 Genética

• Efecto de la exposición a DDE, tabaco y folato durante el embarazo sobre los niveles de metilación – Mariona Bustamante

• Atopy, neurodevelopment and common environmental and genetic determinants – Eva Morales

13:00 – 13:10 TEXB

• Assessment of the total effective xenoestrogen burden (TEXB) in human placentas from two INMA´s Cohorts – Jose Manuel Molina Molina

13:10- 13:40 Respiratorio

• Association between maternal exposures to organochlorinated compounds and low-respiratory tract infections in the offsping – Jordi Sunyer

• Maternal Vitamin D status during pregnancy and atopy and asthma in infancy – Isabelle Romieu

13:40 – 14:20 Dieta

• Ingesta habitual de nutrientes durante el embarazo en mujeres embarazadas de la Cohorte INMA-Valencia – Eva Mª Navarrete

• Validación de un Cuestionario de Frecuencia Alimentaria (CFA) para evaluar ingesta de folato en embarazadas españolas – Eva Mª Navarrete

• Validation of a FFQ for use at age 4y in Spain – Michelle Mendez

• Smoking during pregnancy is associated with higher dietary intake of Polycyclic Aromatic Hydrocarbons (PAHS) – Talita Duarte-Salles

14:20 - 14:30 Clausura de las Jornadas – Adonina Tardón

14:30 - 15:30 Comida

15:30 - 18:30 Sesiones paralelas

• Reunión Comité de Dirección

• Protocolo de análisis de datos conjuntos – Cristina Villanueva

• Trabajo de campo –Mar Álvarez

INMA – INfancia y Medio Ambiente(Environment and Childhood) Project

OBJETIVE

METHODS

The general aims of the INMA project are:(a) To describe the degree of individual prenatal exposure to environmental pollutants and the internal dose of chemicals during pregnancy, at birth, and during childhood in Spain;(b) To evaluate the impact of the pre and postnatal exposures to different contaminants on fetal and infant growth, health, and development until adolescence;(c) To evaluate the interaction between persistent pollutants, nutrients, and genetic variants on fetal and infant growth, health, and development.

Study design and populationThe INMA Project is based on experience acquired by groups studying several birth cohorts with different aims: the cohort of Ribera d’Ebre (n=102), an area with high levels of organochlorines and mercury that assessed child neurological development, the cohort of Menorca (n=482), which studied the relationship between early life exposure to airborne irritants and allergens and allergy and asthma, and the cohort of Granada (n=668), which studied the incidence of infant reproductive health disorders in relation to environmental hormonal disruptors. Based on experience from these previous cohorts, new cohorts were created to evaluate the impact of environmental exposures on children’s health: Valencia (n=855), Sabadell (n=787), Asturias (n=590), and Gipuzkoa (n=639) following a common protocol.The study population was pregnant women of general population who live in each study area (Ribera d’Ebre, Menorca, Granada, Valencia, Sabadell, Asturias, and Gipuzkoa (Figure 1)) and their child. Each cohort had different period of recruitment and little variations of follow-up (Figure 2).

Figure 2. Follow-up periods of INMA cohorts

Figure 1. Geographical location of INMA cohorts

The Spanish INMA – INfancia y Medio Ambiente (Environment and Childhood) Project is a network of research groups in Spain that built up a project aiming to study the role of the most important environmental pollutants in air, water, and diet during pregnancy and early life and their effects on child growth and development.

●

●

●

●

●

●

●

Granada

Asturias Gipuzkoa

Sabadell

Ribera d’Ebre

Valencia

Menorca

Data collectionData collected at each wave has little variations among cohorts according to internal interests, but the main common variables are recruited in all INMA cohorts. Extensive assessments were carried out in pregnant women and children (Table 1). Different biomarkers have been measured in biological samples (Table 2).

Table 1. Exposure measurement and health data collected in INMA cohorts

Table 2. Biomarkers measured in INMA cohorts

Jordi Sunyer (coordinator), Mònica Guxens, and Martine Vrijheid (Ribera d’Ebre and Sabadell cohorts), Maties Torrent (Menorca cohort), Nicolás Olea and Marieta Fernández(Granada cohort), Ferran Ballester and Marisa Rebagliato (Valencia cohort), Adonina Tardón (Asturias cohort), and Jesús Ibarluzea (Gipuzkoa cohort).

Pregnancy 2-3 months 1-1,5 years 3 years 6 years 10,5 years

Birth 6 months 2-2,5 years 4-4,5 years 9,5 years 12,5-13 years

2010 20112006 2007 2008 20092005

Gipuzkoa

1999 2000 2001

Granada

Valencia

Sabadell

Asturias

Ribera

Menorca

1997 1998 2004

d'Ebre

2002 2003

Figure 2. Nº of published papers per year of INMA Project

www.proyectoinma.org

0

2

4

6

8

10

12

14

16

2009 2008 2007 2006 2005 2004 2003 2002 2001

Nº o

f pub

lishe

d pa

pers

Pregnancy: 1st Trimester Pregnancy: 3rd TrimesterBlood Urine Urine BloodOrganochlorines F2-isoprostanes Yode Vitamin DFatty acids Yode Phtalates IgE (Total, specifics) Folic acid Hydroxypyrene Bisphenol A OrganochlorinesVitamin B12 F2-isoprostanesFerritine Nail HydroxypyreneLipids SeleniumThyroid hormonesC-Reactive Protein Father's blood Vitamin C IgE (Total, specifics) Vitamin DIgE (Total, specifics)

Birth Child: 1-1.5 yearsCord blood Mother's milk Mother's saliva Child's salivaOrganochlorines Fatty acids Cortisol CortisolEndocrine disruptors Vitamin C Alfa-amylase Alfa-amylaseLead Vitamin EMercury Organochlorines Mother's urine Child's urineCofilines PolybrominatedLipids Endocrine disruptorsFatty acids Child's nailIgE (Total, specifics) Child's hairGenetics Metil-mercury

Placenta Child's urine Child: 4-4.5 years Endocrine disruptors Porfirines Blood UrineMercury Organochlorines Hydroxypyrene

Thyroid hormones PhtalatesIgE (Total, specifics) Bisphenol A

Child: 2-2.5 years old Genetics PorfirinesMother's saliva Child's salivaCortisol Cortisol Hair Saliva Alfa-amylase Alfa-amylase Metil-mercury Genetics

1st Trimester 3rd Trimester Birth 1-1.5 year 4-4.5 years 6 yearsNO2, VOCs, Ozone Outdoor Out & Indoor

Personal Questionnaire

Indoor Questionnaire Outdoor Indoor

Questionnaire Outdoor Indoor

Particulates (PAHs, metals, EC)

Outdoor Outdoor

Hydroxypyrene Maternal urine Maternal urine Child urineTrihalomethanes Outdoor Indoor

QuestionnaireQuestionnaire Questionnaire

OutdoorOrganochlorines, PBDEs, Phtalates, Phenols

Maternal serum Questionnaire Maternal urine Maternal blood

Cord serum Maternal milk

Meconium

Questionnaire Child serum Child urine

Other endocrine disruptors Questionnaire Cord blood Placenta

Maternal milkLead Cord bloodMercury Cord blood

Child hair Placenta

Child hair

Parental occupation & education

Questionnaire Questionnaire Questionnaire

Parental life-styles Questionnaire Questionnaire Questionnaire QuestionnaireParental mental health Questionnaire QuestionnaireParental psycoaffectivity Questionnaire QuestionnaireDiet Questionnaire Questionnaire Questionnaire Questionnaire Questionnaire

Intrauterine growth Ultrasound UltrasoundPostnatal growth Phys. exam. Phys. exam. Phys. exam. Phys. exam.Neurodevelopment Dubowitz test Bayley Scales Mc Carthy Scales

ADHD Social compet.

AuthismSexual development Phys. exam. Phys. exam. QuestionnaireAsthma/atopy Maternal serum Parental serum Questionnaire Questionnaire

Oscilometry Child serum

Questionnaire Peak-flow Prick test

Thyroid hormones Maternal serum TSH screening Child serum

Postnatal periodPrenatal period

Expo

sure

ass

essm

ent

Hea

lth d

ata

Exposición prenatal a mercurio en 4 cohortes INMA y factores asociados

OBJETIVOS

MÉTODOS

RESULTADOS

CONCLUSIONES

La media geométrica para los niveles de T-Hg en el conjunto de las cohortes fue de 8,2 µg/l. Por cohortes los niveles más elevados se registraron en Asturias, seguida de Valencia, Gipuzkoa y Sabadell (Tabla 1). El 63.8% de los recién nacidos presentabanconcentraciones de Hg por encima de los niveles de referencia de la EPA de los EEUU y un 7.2% por encima del “Level of concern” de Salud Canadá (Figura 1).

Los niveles encontrados son similares a los descritos en países con gran consumo de pescado (Japón, Taiwán, Hong Kong) y se sitúan por encima de los observados en otros países europeos. Un porcentaje importante de los recién nacidos estudiados presentan niveles por encima de los recomendados por organismos internacionales. El principal factor asociado es el consumo de pescado, especialmente de grandes especies. Se debe examinar con más detalle el papel de posibles exposiciones ambientales o laborales en las diferentes cohortes. Es necesario desarrollar acciones para

Mario Murcia1,2, Ferran Ballester2,1, Rosa Ramón3,1, Xabier Aguinagalde4, Mònica Guxens5, Jesús Ibarlucea4, Adonina Tardón6

Jesús Vioque7, Ascensión Amurrio4, Patricia González Arriaga6, Marisa Rebagliato8 y Jordi Sunyer5 por el proyecto INMA1CIBER en Epidemiología y Salud Pública (CIBERESP). 2Área de Ambiente y Salud, Centro Superior de Investigación en Salud Pública (CSISP), Valencia. 3Dirección General de Salud Pública. Conselleria de Sanitat, Valencia.4Salud Pública País Vasco.5Centre de Recerca en Epidemiologia Ambiental (CREAL), Barcelona. 6Universidad de Oviedo Departamento de Salud Pública. 7Universidad Miguel Hernández, Alicante.8Universidad Rey Juan Carlos, Madrid.

Describir la exposición prenatal a mercurio en las 4 cohortes nuevas del estudio INMA y evaluar el papel del consumo de pescado y otros factores en esta exposición

La población a estudio comprende a 1888 mujeres embarazadas y sus hijos recién nacidos de las cohortes ‘de novo’ del estudio Infancia y Medio Ambiente (INMA) (Tabla 1). El método de determinación analítica fue la espectrometría de absorción atómica utilizando un analizador específico para mercurio. Se determinó el nivel de mercurio total (μg) por litro de sangre de cordón (T-Hg). El límite de determinación (LD) fue de 2.0 μg/L y los valores inferiores fueron sustituidos por LD/√2. Con el fin de comparar los niveles encontrados con valores de referencia para metilmercurio (Me-Hg), se aproximó Me-Hg=0,9xT-Hg. Se recogieron, mediante cuestionarios administrados en el primer y tercer trimestre de embarazo, diferentes características maternas.

Las covariables incluidas en el estudio fueron: edad materna, índice de masa corporal preconcepcional (IMC), ganancia de peso durante el embarazo, paridad, sexo del bebé, edad gestacional, país de origen, nivel educativo, clase social, consumo de tabaco materno, estatus ocupacional, amalgamas dentales, cohorte y estación al parto. El consumo de pescado se evaluó mediante un cuestionario de frecuencia alimentaria, administrado a las madres a las 28-32 semanas de gestación, incluyendo 7 preguntas sobre consumo de especies de pescado, y 3 sobre consumo de marisco y cefalópodos. Mediante regresión lineal se estudió la asociación entre consumo de pescado y niveles de mercurio, ajustando por aquellas covariables relacionadas con T-Hg (test de razón de verosimilitudes con p<0.10).

Tabla 1. Niveles de T-Hg en sangre de cordón

la prevención de la exposición prenatal a mercurio.

La ingesta media diaria de productos del mar fue de 73 gr/día, siendo el pescado blanco (26%), las latas de atún (19%) y el pescado azul grande (14%) los más consumidos. Las covariables incluidas en el modelo final fueron se indican en la figura 2. Los niveles ajustados en Guipúzcoa y Sabadell fueron un 27% y 30% inferiores a los de Asturias, respectivamente, mientras que los de Valencia fueron un 12% superiores.

Figura 2. T-Hg según características maternas

Hg (μg/l) Asturias Gipuzkoa Sabadell Valencia TotalN 340 533 461 554 1888

10.8 7.5 6.3 9.5 8.2

GDT 2.1 2.0 2.1 2.3 2.2Mínimo 1.4 1.4 1.4 1.4 1.4Percentiles

10 4.2 2.9 2.4 3.05 2.925 6.55 5.1 4.1 5.3 550 12 8.1 6.3 9.5 8.575 18.75 12 10 18 1490 25.9 17 16 26.5 2295 32 20 20 36 28

Máximo 69 50 60 66 69

Media geométrica

4

5

6

7

8

9

10

11

12

<26

26-3

031

-35

36+

Prov

cos

tera

Prov

inte

rior

Extra

njer

o

≤prim

ario

sSe

cund

ario

sU

nive

rsita

rios

CS

IC

S II

CS

IIIC

S IV

CS

V

Invi

erno

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rano

Oto

ño

0 1 2+ Sí

No

Ast

uria

sG

ipuz

koa

Saba

dell

Vale

ncia

Edad materna Origen Nivelestudios

Clase social Estación parto Paridad Trabajóen emb.

Cohorte

3.2

7.6

12.1

6.8

-10

-5

0

5

10

15

20

25

30

35

Conj A G S V Conj A G S V Conj A G S V Conj A G S V

P blanco P azul grande Lata atún Otros pescados

% c

ambi

o en

T-H

g

Figura 3. T-Hg según consumo de pescado

Figura 1. Distribución de los niveles de T-Hg (μg/L)

El pescado azul grande (pez espada o emperador, atún fresco y bonito fresco) fue el tipo de pescado que mostró una relación mayor con los niveles en sangre de cordón (Figura 3). Un incremento de 100 gr/semana en el consumo de pescado se relacionó significativamente (p<0.001) con un incremento del 12.1, 7.6, 6.8 y 3.2% en los niveles de mercurio para el consumo de pescado azul grande, atún en lata, pescado blanco y otros pescados, respectivamente.

6.4 ~ RfD=5.8 MeHg (EPA) 24.4 ~ LC=22 MeHg (H.Canada) 64.4 ~ 58 MeHg

0.0

2.0

4.0

6.0

8.1

Kern

el d

ensi

ty

0 5 10 20 30 40 50 60

Asturias Me=12.0Gipuzkoa Me=8.1Sabadell Me=6.3Valencia Me=9.5

Esther Vizcaino 1, Maria Jose López-Espinosa 2, Sabrina LLop 2, Ferran Ballester 2, Marisa Rebagliato 3, Joan O. Grimalt 1

1Departamento de Química Ambiental, Instituto de Diagnostico ambiental y Estudios del agua (IDAEA-CSIC), Barcelona.2Centro Superior de Investigación en Salud Pública (CSISP), Valencia; CIBER en epidemiología y salud pública (CIBERESP).

3 Universidad Rey Juan Carlos, Madrid;CIBER en epidemiología y salud pública (CIBERESP).

Transferencia de compuestos organoclorados a través de la barrera

placentaria en la cohorte de Valencia

OBJETIVO

MÉTODOS

RESULTADOS

CONCLUSIONES

δ-HCH) y siete congéneres de la familia de los policlorobifenilos (PCBs 28, 52, 101, 118, 153, 138, 180). Estos compuestos se han extraído mediante una técnica líquido-líquido y se han detectado por cromatografía de gases acoplada a un detector de captura de electrones.

Los niños valencianos presentan exposición prenatal a OCs debido a la transferencia a través de la placenta durante la gestación. Se han encontrado asociaciones positivas y significativas para todos los OCsestudiados. Los OCs más solubles tienen mayor capacidad de traspasar la barrera placentaria.

La población de estudio son recién nacidos pertenecientes a la cohorte INMA de Valencia reclutados durante el 2003-2005. Se han analizado 477 muestras de suero materno recogidas durante el primer trimestre de embarazo y sus 477 respectivos cordones umbilicales. Los compuestos analizados son los pesticidas organoclorados: 4,4'-DDT y sus metabolitos, hexaclorobenceno (HCB), hexachlorociclohexanos (α-HCH, β-HCH, γ-HCH,

Se observa un perfil similar de contaminantes tanto en suero materno como en cordón umbilical. Las concentraciones encontradas en cordón son inferiores a las de suero materno. Cuando éstas se ajustan por lípidos, las concentraciones en cordón tienden a igualarse o incluso a ser superiores que las maternas, debido al bajo contenido en lípidos del cordón. Se ha encontrado una asociación positiva y significativa entre

madre y cordón para cada uno de los contaminantes estudiados. Se observan diferencias en las relaciones de concentraciones cordón-madre que varían entre 0.39 y 0.79. Los compuestos que logran una mayor eficiencia en el transporte a través de la placenta son aquellos que presentan una mayor solubilidad (menor Kow), con la excepción del PCB 118.

Figura 1: Relación entre suero materno (eje x) y su ero de cordón umbilical (eje y) de diferentes compuestos organocl orados.

Tabla 1: Concentraciones (ng/ml) de OCs en cordó n umbilical y suero materno.

Figura 2: Variación de la transferencia placentaria en función de la Kow.

Durante el embarazo los compuestos organoclorados (OCs) almacenados en el cuerpo de la madre se pueden movilizar y transferir al feto. La exposición intrauterina a OCs puede provocar alteraciones en el crecimiento y el neurodesarrollo fetal.

El objetivo de este estudio es describir la transferencia de OCs a través de la placenta y estudiar su comportamiento en función de sus características físico-químicas y estructurales. Con este objetivo, se han analizado muestras de suero de parejas madre-cordón umbilical.

4,4’-DDE HCB

PCB 180 PCB 153

0.84(1.76)--0.44(1.69)--ΣPCBsa

0.18(2.41)97.10.07(2.32)92.2PCB180

0.24(2.36)96.90.10(2.19)94.5PCB153

0.17(2.22)93.90.07(2.32)87PCB138

0.06(2.68)83.20.05(2.64)71.7PCB118

0.02(2.01)11.30.02(1.68)15.9PCB101

0.03(1.26)3.60.03(1.22)3.4PCB52

0.03(1.39)2.30.04(1.34)3.1PCB28

0.006(2.7)13.20.006(2.85)0.8δ-HCH

0.008(1.37)10.005(1.31)0.6γ-HCH

0.09(3.93)86.60.05(4.71)79β-HCH

0.006(1.18)0.40.002(1.40)0.8α-HCH

0.37(2.84)93.70.19(2.78)92.2HCB

0.001(1.2)0.20.001(2.1)4.4PeCB

0.03(2.24)15.70.03(1.74)24.7o,p´-DDD

0.02(1.8)10.50.02(1.50)5.7p,p´-DDD

0.002(2.83)6.30.001(1.82)3.4o,p -DDE

1.15(2.33)1000.50(2.43)99.8p,p´-DDE

0.001(2.65)5.50.001(2.8)8.2o,p´-DDT

0.04(3.76)71.70.02(4.7)54.3p,p´-DDT

Maternal SerumUmbilical cord

Serum

GM (GSD)DetectedGM

(GSD)Detected

Compounds

0.84(1.76)--0.44(1.69)--ΣPCBsa

0.18(2.41)97.10.07(2.32)92.2PCB180

0.24(2.36)96.90.10(2.19)94.5PCB153

0.17(2.22)93.90.07(2.32)87PCB138

0.06(2.68)83.20.05(2.64)71.7PCB118

0.02(2.01)11.30.02(1.68)15.9PCB101

0.03(1.26)3.60.03(1.22)3.4PCB52

0.03(1.39)2.30.04(1.34)3.1PCB28

0.006(2.7)13.20.006(2.85)0.8δ-HCH

0.008(1.37)10.005(1.31)0.6γ-HCH

0.09(3.93)86.60.05(4.71)79β-HCH

0.006(1.18)0.40.002(1.40)0.8α-HCH

0.37(2.84)93.70.19(2.78)92.2HCB

0.001(1.2)0.20.001(2.1)4.4PeCB

0.03(2.24)15.70.03(1.74)24.7o,p´-DDD

0.02(1.8)10.50.02(1.50)5.7p,p´-DDD

0.002(2.83)6.30.001(1.82)3.4o,p -DDE

1.15(2.33)1000.50(2.43)99.8p,p´-DDE

0.001(2.65)5.50.001(2.8)8.2o,p´-DDT

0.04(3.76)71.70.02(4.7)54.3p,p´-DDT

Maternal SerumUmbilical cord

Serum

GM (GSD)DetectedGM

(GSD)Detected

Compounds

Tabla 2: Asociación y relaciones entre concentraciones de cordón umbilical y suero materno.

0.39(2.5)0.493**PCB180

0.42(2.5)0.466**PCB138

0.42(2.4)0.496**PCB153

0.79(3.5)0.194**PCB118

0.47(5.4)0.257**p,p´-DDT

0.43(1.9)0.714**p,p´-DDE

0.52(3.2)0.273**b_HCH

0.53(6.5)0.429**HCB

Ratios(C cu/Cma)

Rho deSpearman

0.39(2.5)0.493**PCB180

0.42(2.5)0.466**PCB138

0.42(2.4)0.496**PCB153

0.79(3.5)0.194**PCB118

0.47(5.4)0.257**p,p´-DDT

0.43(1.9)0.714**p,p´-DDE

0.52(3.2)0.273**b_HCH

0.53(6.5)0.429**HCB

Ratios(C cu/Cma)

Rho deSpearman

**p<0.001; a Relaciones entre concentraciones de cordón umbilical y suero materno

Marta Fort1, Joan O. Grimalt1, Jordi Sunyer2 y Mª Carmen López-Sabater3

Concentraciones de compuestos organoclorados en muestras de calostro de la

cohorte INMA de SabadellInstituto de diagnóstico ambiental y estudios del agua (IDAEA), Barcelona1; Centro de investigación en epidemiología ambiental (CREAL), Barcelona2; Instituto de investigación en nutrición y seguridad alimentaria – Universitat de Barcelona (IRNSA-UB), Barcelona3.

OBJETIVO

MÉTODOS

RESULTADOS

CONCLUSIONES

Con el fin de determinar el grado de exposición post-natal a compuestos organoclorados en los niños de la cohorte INMA de Sabadell, tenemos 256 muestras de calostro en los cuales se pretende extraer, analizar, cuantificar la presencia de estos contaminantes. Los compuestos a analizar son DDT y metabolitos, hexaclorobenzeno (HCB), diferentes isómeros del hexaclorociclohexano (HCH) y 6 congéneres de policlorobifenilos (PCBs – 28, 52, 101, 118, 138, 153, 180).

De la cohorte INMA de Sabadell, disponemos de 256 calostros con un volumen suficiente para realizar el análisis de compuestos organoclorados. Este se realiza a partir de una extracción líquido-líquido con posterior análisis por GC-ECD (cromatografía de gases acoplada a un detector por captura de electrones).

Las madres de la cohorte INMA de Sabadell presentan en el calostro concentraciones de compuestos organoclorados similares a las presentes en otras poblaciones europeas. El compuesto más abundante es el p,p’-DDE, con una mediana geométrica de 94.16 ng/g lípidos, seguido de los PCBs totales con una concentración media de 83.53 ng/g lípidos, siendo mayoritario el PCB 153 con una concentración media de 25.22 ng/g lípidos. El p,p’-DDT es el compuesto detectado con menor concentración, reflejando una exposición actual baja a este pesticida. Las concentraciones de los compuestos se encuentan relacionados entre ellos, lo cual indica una fuente de exposición común entre ellos.

Para realizar el ajuste por lípidos, estos se cuantifican con la técnica del crematocrito, similar al hematocrito, donde se determina la concentración total de lípidos en g/L a partir del cociente entre la fracción lipídica y el total de calostro. Este análisis se lleva a cabo en el laboratorio del INRSA-UB.

El p,p’-DDE es el compuesto encontrado con mayor detección (>99%). Los PCBs 138, 153 y 180, el β-HCH, y el HCB se han detectado en más del 90%. Finalmente, el PCB 118 y el p,p’-DDT, se encuentran entre el 50 y el 70% de los calostros. Los compuestos con valores mayores son el p,p’-DDE y los PCBs, y el

que presenta valores más bajos es el p,p’-DDT (tabla 1). De los PCBs, el más abundante es el 153, seguido de cerca por el 180 y el 138.Todos los compuestos presentan una distribución de concentraciones no normal (figura 1). Al realizar el test de normalidad de Kolmogorov-Smirnovse obtiene una p<0.001, confirmando esta observación.

a Realizado en muestras de calostro (el resto, como la mayoría, están basados en leche madura)

b Medianas

c Media geométrica

d Consideración de más congéneres

e Sólo madres primíparas

f Estudio de tendencia temporal (de 1986 a 1997, específicamente)

Referencia Localización N HCB β-HCH PCB118 PCB138 PCB153 PCB180 Suma PCBs 4,4'-DDE 4,4'-DDT Presente estudio - MA Sabadell 256 36.73 40.71 6.41 25.28 36.49 32.83 111.68 205.28 13.31

Presente estudio - Mediana Sabadell 256 25.15 19.98 4.65 20.61 29.49 26.25 93.03 91.62 6.06 Z. Yu et al. 2007 a d Eslovaquia 14 9.8 19 18 136 205 182 651 659 36 H. Shen et al 2007 Finlandia 43 8.45 11.63 ……. ……. ……. ……. ……. 77.26 4.35 H. Shen et al 2007 Dinamarca 43 12.32 18.43 ……. ……. ……. ……. ……. 137.01 7.12

Ribas-Fitó et al 2004 a b Flix 92 910 ……. ……. ……. ……. ……. 611 1030 ……. H-R Chao et al 2006 Taiwan 36 ……. 1.9 ……. ……. ……. ……. ……. 310 23 WJ Ntow et al 2007 Ghana 109 4.9 14 ……. ……. ……. ……. ……. 44.8 31.4

Guvenius et al 2003 b Estocolmo 15 ……. ……. 7 39 61 27 190 ……. ……. Duarte-Davidson et al 1994 Gales 115 ……. ……. 21.98 68.52 78.72 76.31 521.86 453.36 60.39

Tsydenova et al 2007 Buryatia (Rusia) 35 100 800 ……. ……. ……. ……. 240 600 50 Paumgartten et al 1999 Rio de Janeiro 40 12 270 14 35 37 18 150 1520 180

Schade et al 1998 f Norte de Alemania 246 80 40 ……. ……. ……. ……. 550 ……. 240 Ennaceur et al 2007 Túnez 87 260 50 ……. ……. ……. ……. ……. 2421 1015

Szyrwin´ska et al 2007 e Polonia 27 22.5 19.1 7.41 35.3 45.6 24.4 114.8 1114 76.6 Greizerstein et al 1999 Nueva York 7 28.2 ……. 19.69 51 71 31 ……. 300 ……. Behrooz et al, 2008 b Norte de Iran 53 284 1016 ……. 20 46 40 540 1100 270

Colles et al 2008 b Bélgica 197 16.2 <10 11 31.1 43.4 22.7 108.2 124.5 8.8 Kalantzi et al 2004 c d Inglaterra 54 17 15 9.6 31 39.5 20 150 150 6.2

Tabla 2. Datos de concentraciones en ng/g lípidos obtenidas en estudios anteriores. En negrita y cursiva, el presente estudio

Figura 1. Histogramas de distribución de concentraciones de p,p’DDE y suma de PCBs Percentiles seleccionados

Compuesto Media aritmética

DS aritmética

Media geométrica

DS geométrica Rango

P 10 P 25 P 50 P 75 P 90 HCB 36.73 38.87 22.81 2.84 1.13-241.31 5.66 11.80 25.15 43.49 84.31 β-HCH 40.71 127.36 19.27 3.04 0.87-1 918.02 5.42 9.31 19.98 37.69 72.84

4,4'-DDE 205.28 580.73 94.16 3.10 1.34-8 206.26 24.02 45.33 91.62 192.36 368.05PCB118 6.41 7.93 4.29 2.44 0.54-96.58 1.34 2.27 4.65 8.40 12.50 PCB153 36.49 31.13 25.22 2.57 1.00-224.75 7.08 14.45 29.49 45.80 78.84 4,4'-DDT 13.31 42.49 6.18 2.85 0.71-531.75 1.75 2.84 6.06 12.01 22.68 PCB138 25.28 21.87 17.86 2.43 1.17-151.76 5.24 9.97 20.61 31.36 53.50 PCB180 32.83 28.05 22.46 2.64 1.06-181.38 5.76 13.49 26.25 41.65 69.48

Suma PCBs* 111.68 86.47 83.53 2.23 9.50-612.06 26.21 47.78 93.03 142.51 227.48

Tabla 1. Estadísticos descriptivos correspondientes a los compuestos detectados en más del 50% de lasmuestras, en ng/g lípidos

Suma PCBs: PCB 28 + PCB 52 + PCB 101 + PCB 118 + PCB 138 + PCB 153 + PCB 180

Se ha encontrado una correlación estadísticamente significativa (p<0.001) entre todos los compuestos (figura 2), con valores comprendidos entre 0.384 y 0.979.

En la tabla 2 se comparan los resultados de este estudio con otros anteriores. Nuestros resultados son similares a las concentraciones encontradas en otros estudios europeos, donde no hay una exposición destacable a estos compuestos.

Figura 2. Diagramas de dispersión que muestran la correlación entre la suma de PCBs y el p,p’-DDE y el PCB de mayor concentración y la suma de PCBs. Se muestran los coeficientes de correlación correspondientes

rp: 0.492 rhos: 0.968

Jordi Sunyer and Mar Álvarez

BDE 209 in a subsample of the Sabadell cohort

Centre for Research in Environmental Epidemiology (CREAL), Barcelona, Spain; Municipal Institute of Medical Research (IMIM-Hospital del Mar), Barcelona, Spain; CIBER Epidemiología y Salud Pública (CIBERESP).

OBJETIVE

METHODS

RESULTS

Concentrations of BDE209 in all human serum ranged from below detection limits (LOD), <4 to 120 pg/g serum. BDE209 was undetectable in 18% of the human serum samples overall, with some differences in number of <LOD samples between countries (5% of serum samples from Sabadell were <LOD). Variation among the concentrations in serum from different donors was observed within each country, however overall, serum BDE209 concentrations covered similar ranges in all four countries. Average was 8.4 pg/g serum in Sabadell and ranged from 7 to 13 in the other cohorts.

Decabromodiphenylether (BDE209) is used in plastic materials and also in textiles, and it is not known whether humans are mainly exposed through this route (via indoor air) or via the food chain. Dust is also considered a relevant matrix for human exposure to BDE209. Levels are expected to be very low (pg/g) and detection is very difficult.

DECA project is an IVM (Holand) project on methodology for PBDE assessment lead by Dr. H.A. Leslie, Dr. P.E.G. Leonards and Prof. Dr. J. de Boer. The brominated flame retardant, BDE209 was analysed at IVM in human serum samples from donors in four European countries: The Netherlands, Norway, Spain (INMA Sabadell) and the United Kingdom (UK). Each country provided 40 serum samples, except Spain, which provided 25 samples.

The analytical method employed to measure BDE209 in human serum involves an extraction of 5 g of serum by an ASPEC solid phase extraction (SPE) technique, followed by an acid silica column clean up step. The extracts were injected and analysed by gas chromatography with electron capture negative ionisation as ionisation technique and mass spectrometry detection (GC/ENCI-MS) using a short (15 m) GC column.

Maria Nélia Manaca1,2, Mercè Gari1, Jahit Sacarlarl2 , Clara Menendez3, Jordi Sunyer4 and Joan O. Grimalt1

Exposición ambiental a pesticidas durante la pulverización con DDT en el sur de

Mozambique (Manhiça)

1 Institut de diagnosi ambiental i estudis de l’aigua. Consell superior d’investigacions científiques (IDÆA-CSIC)

2 Centro de Investigación en Salud da Manhica (CISM)

3 Centre de Recerca en Salut Internacional de Barcelona (CRESIB)

4 Centre de Recerca en Epidemiologia Ambiental (CREAL)

OBJETIVO

MÉTODOS

RESULTADOS

CONCLUSIONES

No se dispone de datos previos acerca de la prevalencia de organoclorados en Mozambique. El uso de DDT en la población de Manhiça pone de manifiesto la necesidad de conocer las pautas de concentración de estos compuestos en humanos y medio ambiente de Mozambique. Por tanto, el presente estudio tiene como objeto conocer la exposición a contaminantes organoclorados en mujeres y en el medio ambiente de Manhiça en función de la existencia o no de fumigaciones intra-domiciliarias ocurridas del 11/2005 al 05/2006.

Se ha medido la exposición humana a los compuestos organoclorados en 48 muestras de leche materna y 48 muestras de paja recogidas durante la pulverización intradomiciliaria con el DDT en Manhiça.

En todas las muestras de leche materna y paja estudiadas se han encontrado niveles del DDT, lo que demuestra una exposición a este compuesto en Manhiça . No hay correlación entre los niveles de DDT en leche materna y muestras de paja de las casas donde viven las mujeres. Los niveles de DDT y DDE entre las muestras de paja de casas que han sido pulverizadas y las que no lo fueron son similares. La relación DDT/DDE alta en las muestras de paja refleja la introducción reciente de este insecticida en todos los casos.La leche materna de las mujeres primíparas, presentan mayores concentraciones de DDT y DDE en relación a la leche de las multíparas.

Información sobre la edad de las mujeres, número de hijos, y la fecha de la última fumigación fueron obtenidas mediante un cuestionario. Los niveles de organoclorados en las muestras materna y de paja fueron medidos en el CG-ECD. Se usó el coeficiente de correlación de Spearman para evaluar la correlación entre OCs. Se usó la prueba U-Mann-Whitney para evaluar la diferencia entre las concentraciones en muestras de los grupos que habitaban en zonas pulverizadas o no.

La concentración materna mediana de DDT fue 2.9 ng/ml, DDE 7.4 ng/ml y DDD 0.2 ng/ml, mientras que en muestras de paja fueron DDT 60 ng/g, DDE 2.8 ng/g y DDD 7.4 ng/g. Las madres primíparas tenían concentraciones mayores de DDT y el DDE en leche, mediana 5.8 ng/ml y 15 ng/ml que las multíparas, mediana 1.8 ng/ml y 4.8 ng/ml respectivamente (p < 0.05).

A pesar de las concentraciones altas encontradas en algunos casos no se observó correlación significativa entre DDT en leche materna y muestras de paja (p > 0.05) ni diferencias significativas entre niveles de DDT en muestras pulverizadas y no pulverizadas (p > 0.05).

Tabla1: Concentraciones de OCs en leche total (ng/m l) recogidas entre el 17/04 y 10/05 de 2006 y muestras de paja de las casas (ng/g) recogidas entre el 12 y 17/05 de 2006. Comparación de las medianas entre los grupos que vive n en casas fumigadas y no fumigadas

Figura1. Representación geográfica de las diferenci as de niveles del DDT en cada grupo de muestras. Cada bar ra indica la concentración del compuesto en una muestra. Toda s ellas están representadas a la misma escala, lo que pone de manifiesto las concentraciones altas dl DDT en algu nos casos

* Nivel de significación p < 0.05

p value* 0.440.230.320.510.420.81

U-Mann Whitney

214.851200.74165.9Rango. Interc

6.32.03490.377.82.9Mediana

No fumigadas (n=27 )

42102700.28135.45Rango. Interc

164.2960.27.32.2Mediana

Fumigadas (n=21)

∑DDD∑DDE∑DDT∑DDD∑DDE∑DDT

PAJALECHE MATERNA

p value* 0.440.230.320.510.420.81

U-Mann Whitney

214.851200.74165.9Rango. Interc

6.32.03490.377.82.9Mediana

No fumigadas (n=27 )

42102700.28135.45Rango. Interc

164.2960.27.32.2Mediana

Fumigadas (n=21)

∑DDD∑DDE∑DDT∑DDD∑DDE∑DDT

PAJALECHE MATERNA

Leche materna paja

Tabla 2. Comparación de las concentraciones de OCs basados en la leche total (ng/ml) de madres primíparas y mu ltíparas

0.920,0000.004p value*

62.597100%Pos

203132Num Pos

0.567.43.4Rango. Interc

0.24.81.8Mediana

Multíparas (n=32)

87.5100100%Pos

141616NumPos

0.7209.4Rango.

Interc

0.21155.8Mediana

Primíparas(n=16)

∑DDD∑DDE∑DDT

0.920,0000.004p value*

62.597100%Pos

203132Num Pos

0.567.43.4Rango. Interc

0.24.81.8Mediana

Multíparas (n=32)

87.5100100%Pos

141616NumPos

0.7209.4Rango.

Interc

0.21155.8Mediana

Primíparas(n=16)

∑DDD∑DDE∑DDT

Ana Fernández Somoano, Marisa Estarlich, Mª Felicitas López Cima, Adonina Tardón.

Exposición a NO2 y Benceno en la cohorteINMA Asturias

CIBER de Epidemiología y Salud Pública (CIBERESP), España; Unidad de Epidemiología Molecular de Cáncer. Instituto Universitario de Oncología del Principado de Asturias. Universidad de Oviedo - Área de Medicina Preventiva y Salud Pública. Oviedo. Asturias. España; Centre Superior d’Investigació en Salut Pública, Conselleria de Sanidad. Valencia. España; Centro Nacional de Epidemiología, ISCIII. Madrid. España

OBJETIVO

MÉTODOS

RESULTADOS

CONCLUSIONESLos niveles de NO2 medidos en el área de INMA-Asturias son algo más bajos que los obtenidos en otras zonas INMA ya estudiadas (Sabadell y Valencia). Las técnicas de regresión basadas en Sistemas de Información Geográficos son potentes para modelar la exposición a contaminantes atmosféricos como NO2 y Benceno. En nuestro caso como explican sólo una parte de la variabilidad de los mismos nos indica que se deben determinar más variables geográficas de interés para completar con mayor precisión la predicción de la exposición personal .

La contaminación atmosférica constituye un riesgo medioambiental para la salud. El impacto de la contaminación ambiental en la salud de las personas, en particular en grupos vulnerables como la población infantil, es un tema de creciente interés y una de las prioridades para la OMS y la UE. Por ello, uno de los objetivos principales del estudio INMA consiste en conocer el grado de exposición a contaminantes medioambientales, en particular a dióxido de nitrógeno (NO2) y Benceno.

En la cohorte INMA-Asturias (n=485) se han medido niveles ambientales de NO2 y Benceno en 67 puntos del área de estudio durante 2 campañas de 7 días cada una en Junio y Noviembre de 2005. Se ha realizado un análisis descriptivo y se han utilizado modelos de regresión múltiple para analizar la asociación entre diversos factores geográficos y los niveles de NO2 y Benceno. Las variables predictoras fueron usos de suelo, distancia a carreteras y altitud.

Las medianas de NO2 en cada campaña fueron 21 y 20 μg/m3 (no hubo muestras por debajo del límite de detección) y de Benceno 2,27 y 1,49 μg/m3 (en la primera campaña hubo 5 muestras por debajo del límite de detección).La variabilidad del NO2 es explicada en un 37% por la distancia a carretera y la altitud en Junio, y en un 57% por la distancia a autopista/autovía y la altitud en la Noviembre.

La variabilidad del Benceno es explicada en un 41% por la altitud , el porcentaje de uso de suelo agrícola/forestal en un buffer de 300 metros y el porcentaje de uso urbano discontinuo en un buffer de 1000 metros en Junio, y en un 78% por el porcentaje de uso industrial en un buffer de 1000 metros, el porcentaje de uso urbano discontinuo en un buffer de 1000 metros, la distancia a carreteras locales y la distancia a carreteras con un IMD entre 25.001 y 60.000 en Noviembre .

Tabla 1. Modelos de regresión lineal múltiple para ln(NO2) y ln(Benceno)

Figura 1. Niveles de NO2

Figura 2. Niveles de Benceno

67 4 21,0 21,5 9,4 3,0 48,067 4 20,0 20,9 9,5 3,0 45,0

NO2 Junio 2005NO2 Noviembre 2005

N total Perdido Mediana Media D. T. Mínimo Máximo

67 6 2,270 2,330 1,35 ,005 5,53067 9 1,490 2,551 3,09 ,070 14,630

Benceno Junio 2005Benceno Noviembre 2005

N total Perdido Mediana Media D. T. Mínimo Máximo

Ana Esplugues, Ferran Ballester, Marisa Estarlich, Sabrina Llop, Virginia Fuentes, Amparo Cases, M Carmen González-Galarzo, Enrique Mantilla, Carmen Iñiguez.

EXPOSICIÓN A COMPUESTOS ORGÁNICOS VOLÁTILES EN NIÑOS DE 1 AÑO:

FACTORES ASOCIADOS

Centro Superior de Investigación en Salud Pública (CSISP), CIBER de Epidemiología y Salud Pública (CIBERESP), Fundación para la Investigación Hospital la Fe, Centro Estudios Ambientales del Mediterráneo (CEAM)

OBJETIVO

MÉTODOS

RESULTADOS

CONCLUSIONES

Identificar los factores asociados (variables socioeconómicas, fuentes de exposición, características y localización de la vivienda) a los niveles la concentración de Compuestos Orgánicos Volátiles (COV) dentro y fuera de la vivienda de 352 niños de 1 año de edad de la cohorte INMA enValencia.

Se colocaron dosímetros pasivos de compuestos orgánicos volátiles durante 15 días, dentro y fuera de la vivienda de los niños. El periodo de estudio fue entre Marzo 2006 y Febrero 2007. El sorbente sólido para la fijación química fue Tenax, valorándose después por cromatografía de gases. Se analizaron blancos de transporte y se duplicó más del 16% de las muestras. Los límites de detección (LD) fueron 1.04 para benceno, 0.18 tolueno, 0.06 etilbenceno, 0.69 mp-xileno y 0.06 o-xileno. Los porcentajes de muestras por debajo del LD fueron el 36.1%, 2.6%, 2.6%, 11.4% y 3.4% de las muestras interiores respectivamente, y el 42%, 6%, 5.7%, 23.9%, 8.5% de las exteriores. Dichos niveles fueron sustituidos por la mitad del LD.

La información acerca de las características sociodemográficas, de la vivienda y fuentes de exposición se obtuvo de cuestionarios durante el embarazo y al año de edad, además de información sobre tráfico de vehículos. Se realizó análisis descriptivo y correlación de Spearman para evaluar la relación entre los pares de COV analizados. Se utilizó la suma de los 5 compuestos (BTEX) como indicador de exposición a COV. Se realizó regresión lineal múltiple para ver qué variables se relacionaban con los BTEX en el interior y exterior. Se incluyeron en el análisis las variables con p<0.2 en la regresión lineal bivariante, quedándose en el modelo final aquellas con p<0.1 en el LR test.

Los niveles encontrados son similares a otros estudios llevados a cabo en Europa en población adulta e infantil. Los niños están expuestos a mayores concentraciones de BTEX si su madre no es de origen español, si se ha pintado en su casa, calefacción y si tiene aire acondicionado en una habitación (89% salón comedor) y de la concentración de BTEX en el exterior de la vivienda. Además esta concentración exterior se relaciona con vivir en zona urbana, dentro del casco urbano, en un piso, con tráfico contínuo. También los BTEX están influenciados por la estación del año.

Las concentraciones de los BTEX son mayores en el interior que en el exterior (Tabla 1). El Tolueno es el compuesto con concentraciones más altas. Las correlaciones entre los 5 compuestos (Tabla 2) son superiores a r>0.40. La correlación más alta fue entre etilbenceno y mp-xileno en el interior (r= 0.89). En el análisis múltiple los BTEX en el interior (Tabla 3) se relacionaron con país de origen, con obras-pintura de la casa, tipo de cocina, tipo de calefacción, tener aire acondicionado, estación del año y con la concentración de BTEX en el exterior. En el análisis múltiple los BTEX en el exterior se relacionaron con tipo de zona, zona del municipio, altura de la vivienda, frecuencia de vehículos y la estación del año. Los modelos finales del interior y exterior explican el 30% y el 14% de la variabilidad.

Tabla 3: Regresión lineal múltiple de ln(BTEX) interior N= 279

Tabla 4: Regresión lineal múltiple de ln(BTEX) exterior N= 288

INTERIOR Tolueno Etilbenceno mp-Xileno o-XilenoBenceno 0.52 0.51 0.51 0.40Tolueno 0.74 0.76 0.68Etilbenceno 0.89 0.71mp-Xileno 0.79

EXTERIOR Tolueno Etilbenceno mp-Xileno o-XilenoBenceno 0.48 0.45 0.54 0.41Tolueno 0.67 0.69 0.66Etilbenceno 0.83 0.67mp-Xileno 0.75

Tabla 2: Coeficiente de correlación de Spearmanpara 5 Compuestos Orgánicos Volátiles (COVs), con una significación estadística de p<0.01

Tabla 1: Distribución de los niveles (ug/m3) de los BTEX dentro y fuera de las viviendas de 352 niños. Cohorte INMA Valencia

Media D

Financiación: Instituto de Salud Carlos III (G03/176), FIS-FEDER (03/1615, 04/1509, 04/1112 y 06/1213) y Conselleria de Sanitat, GV.

T Min p25 p50 p75 MaxBENCENO

Interior 2.7 6.4 0.5 0.5 1.5 2.4 88.7Exterior 1.2 0.9 0.5 0.5 0.8 1.5 7.9

TOLUENOInterior 16.2 20.6 0.1 5.6 10.0 17.5 175.5

Exterior 6.8 9.9 0.1 2.3 4.3 7.4 108.3ETILBENCENO


mp-XILENOInterior 3.5 6.3 0.3 1.0 1.9 3.2 73.0

Exterior 1.4 1.4 0.3 0.3 1.1 1.7 15.8o-XILENO


suma BTEXInterior 27.5 33.5 1.0 9.7 17.1 29.0 247.0

Exterior 11.4 12.3 1.0 4.9 8.3 13.5 115.9

Beta IC1 IC2 PTipo de zona

urbana refmetropolitana -0.12 -0.47 0.22 0.49

semiurbana -0.25 -0.61 0.11 0.17rural -0.93 -1.42 -0.43 0.00

Zona del municipio

Casco urbano o barrio periférico refUrbanización -0.44 -0.72 -0.17 0.00

Campo -0.36 -0.94 0.21 0.22Altura de la vivienda

0 ref1 0.45 0.19 0.71 0.002 0.13 -0.15 0.41 0.373 0.40 0.10 0.69 0.014 0.14 -0.17 0.46 0.375 0.27 -0.23 0.77 0.296 0.21 -1.35 1.76 0.79

Frecuencia de vehículoscontinuamente ref

bastante frecuencia -0.26 -0.52 -0.01 0.05poco -0.20 -0.44 0.03 0.09

practicamente nunca -0.07 -0.39 0.25 0.65Estación

primavera refverano 0.18 -0.06 0.42 0.14otoño -0.14 -0.39 0.11 0.27

invierno 0.12 -0.18 0.42 0.44constante 2.25 1.85 2.65 0.00R2 ajustada 0.14

Beta IC1 IC2 PPaís de origen

españa refno españa 0.31 -0.02 0.64 0.07

Obras en casa 1er añono ref

si obras 0.03 -0.39 0.45 0.89si pintado 0.64 0.05 1.23 0.03

si las dos cosas 0.11 -0.28 0.50 0.59Tipo de cocina

eléctrica refgas natural -0.28 -0.50 -0.06 0.01gas butano -0.32 -0.58 -0.06 0.02

gas propano 0.17 -0.58 0.92 0.65Tipo de calefacción

calefacción central refno central, electrica -0.09 -0.30 0.11 0.37

no central, gas 0.36 -0.16 0.88 0.17

no central, madera o carbón 0.52 -0.04 1.09 0.07Nº habitaciones con aire acondicionado

0 ref1 -0.38 -0.65 -0.11 0.012 -0.08 -0.33 0.18 0.56

>3 -0.28 -0.96 0.39 0.41Estación

primavera refverano -0.58 -0.84 -0.31 0.00otoño -0.33 -0.62 -0.04 0.03

invierno -0.03 -0.40 0.34 0.86ln BTEX exterior 0.44 0.32 0.56 0.00constante 2.43 1.95 2.91 0.00R2 ajustada 0.30

1 David Martínez, 1-2 Xavier Basagaña, 1-2 Audrey de Nazelle, 2-4 Juan José Abellán, 1-2 Inmaculada Aguilera, 1-2 Martine Vrijheid,1-3

Mark Nieuwenhuijsen

Uso de Modelos Bayesianos Jerárquicos para la corrección del error en las medidas

de exposición de NO2

1Centre for Research in Environmental Epidemiology (CREAL), Barcelona, Spain; Municipal Institute of Medical Research (IMIM-Hospital del Mar), Barcelona, Spain; 2CIBER Epidemiología y Salud Pública (CIBERESP), Spain; 3Department of Epidemiology and Public Health, Imperial College London, London, United Kingdom; 4Universitat de Valencia (UV)

OBJETIVO

METODOS

RESULTADOS

DISCUSIONEste estudio nos sugiere que el uso de métodos bayesianos frente a los métodos frecuentistas en la obtención de medidas de exposición nos permite obtener estimaciones más reales. A pesar de ello, diversas limitaciones aparecen en su uso. La más importante es la necesidad de disponer de unos buenos datos de validación, y evitar así obtener una estimación con demasiada variabilidad. En nuestro caso, las diferentes medidas eran únicamente de 2 días, y presentaban una correlación entre ellas muy baja. Otro factor importante que en estos análisis que no hemos tenido en cuenta, y que se debería de tener, es el factor temporal, dado que difícilmente, una medida de 2 días puede representar con exactitud lo sucedido en un período de 9

En la mayoría de estudios epidemiológicos sobre exposición a un determinado contaminante se utilizan diferentes métodos de medida para obtener el valor más real posible. En muchos casos, se hacen mediciones del entorno del individuo, y se asume que esta es la medida real de exposición. Esta asunción puede tener como consecuencia que al estudiar ciertos outcomes con la exposición se obtengan coeficientes sesgados, pérdida de poder o efectos atenuados. Por todo ello, el objetivo del estudio es, a través de técnicas estadísticas, corregir el error del medida, y evitar así sus consecuencias.

En la cohorte INMA (Infancia y Medio Ambiente)-Sabadell, 657 mujeres fueron reclutadas durante el 1er trimestre del embarazo. A las 12 y 32 semanas de embarazo, mediante cuestionario, se recogió información referente a las condiciones del hogar, así como de educación, edad, etc. Con el fin de estimar la exposición de las mujeres al NO2 y en 4 períodos diferentes (Abril 2005, Mayo 2005, Octubre 2005 y Marzo 2005), durante 7 días consecutivos, se muestrearon 57 puntos de Sabadell.

meses. Por todo ello, es imprescindible, en futuros estudios, crear una buena base de datos de validación para obtener mejores resultados mediante los Modelos Jerárquicos Bayesianos.

De este modo, a través de un modelo Land Use Regression (LUR) se estimó el nivel de exposición de cada una de las mujeres.Por otra parte, para 57 mujeres de la cohorte, se recogieron medidas de NO2 indoor, outdoor y personal. De este modo, se dispuso de datos de validación, a partir de la cual, y mediante dos diferentes métodos estadísticos, método frecuentista (modelo lineal) y modelos Jerárquicos Bayesianos, se estimó el modelo predictivo del NO2 personal.

En la Tabla 2. se observa que las estimaciones de los coeficientes obtenidas para los diferentes modelos fueron muy similares. En cambio, las desviaciones de los coeficientes si experimentan variación de un método a otro. En el modelo de NO2 personal del método bayesiano, la desviación del coeficiente de la estimación de NO2 indoor es de 0.43 y para el NO2 Outdoor es de 0.66 . En cambio, en el método frecuentista estas son sensiblemente inferiores (0.27 y 0.53). Estas diferencias se deben a que el método bayesiano incorpora la incertidumbre de la predicción en sus estimaciones, cosa que no hace el método frecuentista.

Figure 1. Bayesian hierarchical model

Tabla 1. Modelos

Tabla 2. Parámetros estimados según método

* P valor < 0.05

Esther Gràcia1,2,3, Jesús Ibarluzea4, Loreto Santa Marina4, Ferran Ballester5, Adonina Tardón6, Marieta Fernández7, Carmen Freire7, Xavier Basagaña1,2,3, Jordi Sunyer1,2,3 and Cristina Villanueva1,2,3

Geographical and temporal analysis of Trihalomethanes in water and individual

estimations during pregnancy in INMA cohorts

(1) Centre for Research in Environmental Epidemiology (CREAL), Barcelona, Spain; (2) Municipal Institute of Medical Research (IMIM-Hospital del Mar), Barcelona, Spain; (3) CIBER Epidemiología y Salud Pública (CIBERESP), Spain; (4) Departamento de Sanidad Gobierno Vasco, Bilbao, Spain; (5) Valencian School of Health Studies (EVES), Valencia, Spain; (6)Oviedo University, Oviedo, Spain; (7) Laboratory of Medical Investigations, San Cecilio University Hospital, Granada, Spain.

OBJECTIVE

METHODS

RESULTS

CONCLUSIONS

To assign a level of Trihalomethanes (THM) to the study population in the five INMA cohorts (Asturias, Gipuzkoa, Granada, Sabadell and Valencia)

Water samples were collected from different sampling points in the study areas for Trihalomethanes (THM) analysis (N=18 in Asturias, N=421 in Gipuzkoa, N=79 in Granada, N=148 in Sabadell and N=162 in Valencia). Additional THM data was collected from water companies and localadministration (N=165 in Asturias, N=49 in Granada and N=50 in Sabadell). By region, THM levels were described for geographical variables (municipality, network, etc), temporal variables (year, month) and other relevant variables (e.g. water source). Data from our measurements and data provided by water companies and local administration was compared in each cohort. No significant differences were observed and both data were used equally.

- High variability in THM exposure in the study areas- Wide range of exposure in Valencia- Polarity and lack of overlap in exposure among areas hampers a combined analysis of risks

We conducted regression models by region and by chemical (total THM, chloroform (CHCl3), dichlorobromomethane (CHCl2Br), dibromochloro-methane (CHClBr2) and bromoform (CHBr3)). THM variable was transformed when necessary to obtain a normal distribution. Different models were examined (linear regression model or GAM model) including different variables. Finally, significant variables were selected and fitted in each cohort. Final models included temporal and/or geographical variables to estimate levels of CHCl3, CHCl2Br, CHClBr2, CHBr3 and total THM. These models were used to predict a monthly THM level during gestation in all the study subjects.In order to select the best model, we commonly used the adjusted R-squared or the Akaike Criteria Information (AIC) and in some cases we used cross validation.

Table 1. THM levels in the study cohorts

Table 3. The average exposure of THM levels during pregnancy forthe women in the study cohorts

aUsing only the complete observation

DISCUSSION- GAM models were preferred in the cohorts where not all the months were represented to avoid assumptions in the seasonal trend.- The error of the estimates varied among areas, depending on the amount of information. This measurement error is being considered to minimise misclassification of exposure

Table 2. Final THM models for the INMA cohorts

Sabadell is the area with the highest levels of total THM (Table 1). Chloroform is the predominant specie in Asturias, Gipuzkoa and Granada, while brominated THM are the most abundant in Sabadell and Valencia.

THM models are shown in Table 2. Models for the four THM were also fitted using the same methodology. In Valencia, the same model was used for total and specific THM. Some models for Sabadell and Gipuzkoa used different transformations as well as some variables were excluded or added. The models for Asturias and Granada are currently being developed.

30.959.345.247.6139.2Range

6.8 (6.8)12.8 (16.6)8.6 (11.6)8.8 (12.8)32.7 (39.6)Mean (SD)

Valencia

47.319.44.323.451.4Range

60.3 (12.4)28.4 (4.8)14.3 (0.9)16.8 (5.4)120.7 (12.9)Mean (SD)

Sabadell

25Range

ONGOING7.4 (7.3)Mean (SD)

Granada

1.26.56.912.123.8Range

0.5 (0.2)3.9 (1.3)4.9 (1.8)6.6 (3.1)15.5 (5.2)Mean (SD)

Gipuzkoa

37.3Range


Asturias

CHBr3CHClBr2CHCl2BrCHCl3THMCOHORT

30.959.345.247.6139.2Range

6.8 (6.8)12.8 (16.6)8.6 (11.6)8.8 (12.8)32.7 (39.6)Mean (SD)

Valencia

47.319.44.323.451.4Range

60.3 (12.4)28.4 (4.8)14.3 (0.9)16.8 (5.4)120.7 (12.9)Mean (SD)

Sabadell

25Range


Granada

1.26.56.912.123.8Range

0.5 (0.2)3.9 (1.3)4.9 (1.8)6.6 (3.1)15.5 (5.2)Mean (SD)

Gipuzkoa

37.3Range


Asturias


33.7%20.6%17.2%28.5%% of total THMa

13.4 (27.7)8.2 (11.6)6.8 (6.4)11.4 (13.3)39.2 (45.8)Mean (SD)

Overall

24.9%39.4%22.5%13.2%% of total THM

6.9 (8.1)11.0 (16.5)6.3 (9.9)3.7 (8.5)27.8 (38.9)Mean (SD)

Valencia

51.6%20.4%11.6%16.5%% of total THM

62.4 (31.9)24.6 (10.6)14.1 (6.3)19.9 (13.1)121.0 (33.9)Mean (SD)

Sabadell

8.5%18.6%25.6%47.3%% of total THMa

0.5 (0.5)1.1 (1.2)1.5 (1.8)2.9 (4.3)7.5 (8.2)Mean (SD)

Granada

3.5%20.1%30.0%46.4%% of total THM

0.6 (1.3)3.5 (1.5)5.2 (2.4)8.0 (5.1)17.2 (8.0)Mean (SD)

Gipuzkoa

6.1%8.1%19.3%66.5%% of total THMa

2.1 (2.3)2.8 (3.0)6.7 (4.3)23.2 (20.4)33.0 (23.5)Mean (SD)

Asturias


33.7%20.6%17.2%28.5%% of total THMa

13.4 (27.7)8.2 (11.6)6.8 (6.4)11.4 (13.3)39.2 (45.8)Mean (SD)

Overall

24.9%39.4%22.5%13.2%% of total THM

6.9 (8.1)11.0 (16.5)6.3 (9.9)3.7 (8.5)27.8 (38.9)Mean (SD)

Valencia

51.6%20.4%11.6%16.5%% of total THM

62.4 (31.9)24.6 (10.6)14.1 (6.3)19.9 (13.1)121.0 (33.9)Mean (SD)

Sabadell

8.5%18.6%25.6%47.3%% of total THMa

0.5 (0.5)1.1 (1.2)1.5 (1.8)2.9 (4.3)7.5 (8.2)Mean (SD)

Granada

3.5%20.1%30.0%46.4%% of total THM

0.6 (1.3)3.5 (1.5)5.2 (2.4)8.0 (5.1)17.2 (8.0)Mean (SD)

Gipuzkoa

6.1%8.1%19.3%66.5%% of total THMa

2.1 (2.3)2.8 (3.0)6.7 (4.3)23.2 (20.4)33.0 (23.5)Mean (SD)

Asturias


0.809Logthm = s(month) + nucliGAMValencia

0.447Logthm = month + district.groupedLinearSabadell

0.905Thm = municipalityLinearGranada

0.685Thm = s(month) +sample.pointGAMGipuzkoa

0.448Sqrtthm = s(month) + water source + municipalityGAMAsturias

Adjusted R2MODEL TYPECOHORT

0.809Logthm = s(month) + nucliGAMValencia

0.447Logthm = month + district.groupedLinearSabadell

0.905Thm = municipalityLinearGranada

0.685Thm = s(month) +sample.pointGAMGipuzkoa

0.448Sqrtthm = s(month) + water source + municipalityGAMAsturias

Adjusted R2MODEL TYPECOHORT

Cristina Villanueva1,2,3, Glòria Carrasco1,2,3, Ferran Ballester4, Adonina Tardón5, Marieta Fernández6, Loreto Santa Marina7, Jesús Ibarluzea7, Jordi Sunyer1,2,3.

Nitrato y metales en el agua potable de lasáreas INMA

(1) Centro de Investigación en Epidemiología Ambiental (CREAL), Barcelona; (1) Instituto Municipal de Investigación Médica (IMIM-Hospital del Mar), Barcelona; (3) CIBER Epidemiología y Salud Pública (CIBERESP); (4) Escuela Valenciana de Estudios para la Salud (EVES), Valencia; (5) Universidad de Oviedo; (6) Laboratorio de Investigaciones Médicas, Hospital Universitario San Cecilio, Granada; (7) Departamento de Sanidad Gobierno Vasco, Bilbao

OBJETIVO

MÉTODOS

RESULTADOS

CONCLUSIONES

Describir los niveles de nitrato y metales en las áreas INMA.

Muestreo. Se han obtenido muestras de agua potable en las áreas de estudio: 15 en Valencia, 10 en Asturias, 10 en Granada y 8 en Sabadell en 2009 (23/02/2009 en Asturias y Granada, 04/03/2009 en Sabadell y10/03/2009 en Valencia). Se recogieron en viales de plástico de 60 ml para analizar nitrato, nitrito y metales en la Universidad de Barcelona (UB).- Nitrato y nitrito. Muestras conservadas a 4ºC y determinación mediante cromatografía iónica. Límite de detección de nitrato 7 μg/l, y nitrito 100 μg/l.- Metales. Muestras congeladas y determinación mediante plasma de inducción acoplado a espectrometría de masas (ICP-MS). El límite de detección es de 0.5 ppb (μg/l) para cadmio y mercurio, 1.0 ppb para plomo,

En Gipuzkoa se analizan nitrato, nitrito y metales periódicamente en la zona de estudio. Se dispone de 142 determinaciones de nitrato y plomo 36 de aluminio, 34 de hierro, 6 de manganeso, níquel, cobre, selenio, antimonio, mercurio y boro, y 4 de cromo durante el año 2008. Los límites de detección son de 0.1 ppb para boro y cobre, 1 ppb para arsénico y selenio, 2 ppb para níquel y aluminio, 2.5 ppb para antimonio, 5 ppb para cromo, manganeso, 10 ppb para hierro y 20 ppb para aluminio.

Recogida de datos. Se dispone también de datos proporcionados por empresas de agua y administración (datos no presentados).cromo, manganeso, níquel, cobre y antimonio, 3.0 ppb para arsénico y

selenio, 5.0 ppb para aluminio y boro y 10 ppb para hierro.

- Nivel de nitrato variable en las zonas de estudio, con niveles generalmente por debajo del máximo legal. Niveles máximos observados en Valencia y mínimos en Asturias y Gipuzkoa.- Nivel bajo de metales en relación al máximo legal, excepto aluminio en Gipuzkoa y Granada.

ANTECEDENTESEl nitrato está entre los contaminantes más prevalentes del agua potable. A través de la reducción endógena a nitrito se asocia con metahemoglobinemia en bebés y efectos reproductivos por exposición durante el embarazo. Los metales pesados como arsénico y plomo pueden estar presentes en el agua, produciendo efectos adversos. La exposición a arsénico durante el embarazo se asocia a efectos reproductivos y del desarrollo y a efectos neurológicos en niños expuestos. Hay pocos estudios sistemáticos realizados en España y se desconoce los niveles de exposición en las áreas INMA.

Tabla 1. Muestras con niveles por encima del límite de detección

Asturias Granada Gipuzkoa Sabadell Valencia As 0 0 0 0 0 Se 0 0 0 0 0 Cd 0 0 0 0 0 Hg 0 0 0 0 0 Sb 0 0 0 0 0 Cr 0 0 0 0 0 B 0 0 0 0 9 (60%) Ni 0 4 (40%) 0 7 (88%) 3 (20%) Pb 0 1 (10%) 13 (9%) 1 (13%) 2 (13%) Mn 1 (10%) 1 (11%) 0 5 (62%) 3 (20%) Fe 1 (10%) 2 (20%) 12 (35%) 2 (25%) 4 (27%) Cu 9 (90%) 10 (100%) 3 (38%) 8 (100%) 14 (93%) Al 10 (100%) 8 (100%) 31 (86%) 8 (100%) 9 (60%)

Tabla 2. Nivel de metales (μg/l) en muestras por encima del límite de detección

Asturias Granada Guipuzcoa Sabadell Valencia Nivel máximo1

B - - - - 6.1 (0.2) Max: 6.6

1000

Ni - 4.8 (4.8) Max: 11.5

- 2.8 (3.8) Max: 11.3

2.5 (1.4) Max: 4.1

20

Pb - 1.9 (-) 6.2 (5.3) Max: 18

1.8 (-)

1.8 (0.2) Max: 1.9

25

Mn 1.9 (-) 3.5 (-) - 2.1 (1.6) Max: 4.9

2.6 (1.7) Max: 4.5

50

Fe 13.2 (-) 12.7 (13.3) Max: 13.3

67.9 (38.3) Max: 141

60.1 (19.9) Max. 74.1

27.0 (16.4) Max: 51.3

200

Cu 7.9 (16.8) Max: 52.7

5.9 (6.3) Max: 22.0

0.1 (0.3) Max: 0.1

34.7 (40.5) Max: 118.2

20.2 (17.4) Max: 57.7

2000

Al 85.2 (13.5) Max: 109.7

80.2 (49.0) Max: 194.7

74.5 (47.3) Max: 256

35.9 (11.3) Max: 43.7

59.0 (28.9) Max: 96.8

200

Figura 1. Nivel medio de nitrato (mg/l), ± error estándar

0,0

5,0

10,0

15,0

20,0

25,0

30,0

35,0

Asturias Gipuzkoa Granada Sabadell ValènciaMin (mg/l) 1.5 1.3 2.1 10.2 3.8Max (mg/l) 5.1 21.7 11.8 15.1 76.9N>50 mg/l 0 0 0 0 1Nitrito <LD - <LD <LD <LD

El nitrato es detectado en todas las muestras analizadas. Se observa variabilidad en los niveles de las áreas de estudio, con máximos en Valencia, donde una muestra supera el límite máximo de la legislación actual (50 ppm). Los metales arsénico, selenio, cadmio, mercurio, antimonio y cromo no se han detectado en las muestras analizadas. El boro, níquel, plomo y manganeso se detectan en algunas áreas. Hierro, cobre y aluminio se detectan en todas las áreas de estudio. Todos los metales detectados están por debajo del nivel máximo legislado (1) excepto aluminio en Guipuzcoa y marginalmente en Granada.

REFERENCIAS: (1) Real Decreto 140/2003 por el que se establecen los criterios sanitarios de la calidad del agua de consumo humano. BOE núm. 45. 21 febrero 2003.

Noemí Navea1, Jalila Taoufiki2, Juan Pedro Arrebola1, Oscar Ballesteros2, María José López-Espinosa1, Esperanza Amaya1, Alberto Navalón2, Marieta Fernandez1

Determinación de Bisfenol A, derivadosclorados y Alquilfenoles en muestras biológicas humanas

mediante Cromatografía de Gases-Espectrometría de Masas y Cromatografía Líquida-Espectrometría de Masas

(1) Laboratorio de Investigaciones Médicas, Hospital Universitario San Cecilio, Universidad de Granada. CIBER de Epidemiología y Salud Pública (CIBERESP)(2) Departamento de Química Analítica. Universidad de Granada

OBJETIVO

MÉTODOS

RESULTADOS

CONCLUSIONES.

Desarrollar una metodología para la identificación y cuantificación de bajas concentraciones de los compuestos: Bisfenol A (BPA), derivados clorados (ClxBPA), nonilfenol (NP) y octilfenol (OP) mediante Cromatografía de Gases - Espectrometría de Masas (GC/MS) y Cromatografía Líquida – Espectrometría de Masas (LC/MS/MS), en diferentes matrices biológicas.

1. El método de identificación y cuantificación de BPA, derivados clorados y alquilfenoles en tejido adiposo consta de las siguientes etapas: a) Extracción con n-hexano y acetonitrilo, b) Pre-concentración y purificación mediante extracción en fase sólida (SPE), c) Reacción de derivatización con BSTFA/TMCS (1:1,v/v), d) Identificación y cuantificación mediante GC-MS

2. El método de identificación y cuantificación de BPA y derivados clorados en suero consta de las siguientes etapas: a) Extracción líquido-líquido con acetonitrilo, b) Pre-concentración y purificación mediante extracción en fase sólida (SPE), c) Identificación y cuantificación por Cromatografía Líquida con Espectrometría de Masas en tándem (LC/MS/MS).

La aplicación de estas metodologías se ha realizado: 1. Muestras de tejido adiposo de 20 mujeres de Granada, no expuestas laboralmente a estos compuestos e intervenidas quirúrgicamente en el Hospital Universitario San Cecilio (Figura 1: Cuantificación de alquilfenoles en tejido adiposo; Figura 2: Cuantificación de BPA y derivados clorados en tejido adiposo), y 2. Muestras de suero de 62 niños menores de 12 años intervenidos quirúrgicamente de diversas patologías benignas, en el Hospital Universitario Virgen de las Nieves de Granada (Figura 3: Cuantificación BPA en suero)

Figura 1

XIC of -MRM (7 pairs): 227.1/212.3 amu from Sample 1 (P100ppbSample005) of P100ppb21.wiff (Turbo Spray)

Max. 4975.0 cps.

0.5 1.0 1.5 2.0 2.5 3.0 3.5 4.0 4.5 5.0 5.5 6.0 6.5Time, min

0.0

1000.0

2000.0

3000.0

4000.0

5000.0

6000.0

7000.0

8000.0

9000.0

1.0e4

1.1e4

1.2e4

1.3e4

1.4e4

1.5e4

1.6e4

1.7e4

1.8e4

1.9e4

2.0e4

Inte

nsity

, cps

1.94

Cromatogramas: BPA, derivados clorados y alquilfenoles en GC/MS; y BPA y clorados en LC/MS/MS.

BFFBFA

BFA-Cl

BFA-CL2BFA-CL3

BFA-CL4

Figura 3

Figura 2

LD (ng/ml)

GC-MS

LC-MS

BPA 0.5 6.7

BPA-Cl 0.5 7.8

BPA-Cl2 0.5 1.3

BPA-Cl3 2.7 5.7

BPA-Cl4 3 6.9

Con la metodología analítica propuesta usando GC/MS/SIM, se han obtenido buenos porcentajes de recuperación (95-105%) en la determinación de BPA, sus derivados clorados y alquilfenoles en muestras de tejido adiposo. En la determinación analítica de BPA y derivados clorados mediante LC/MS/MS en muestras de suero, los porcentajes de recuperación han sido del 60 al 110%. La pre-concentración previa, realizadas en ambas metodologías, ha permitido la detección de analitos a bajas concentraciones. Los métodos se han validado usando calibrados con adición de patrón.

2.8OP

10.5NP

LD (ng/g)

LD = Límite de detección0

300

600

900

1200

1500

BFA

ppb

1 7 13 19 25 31 37 43 49 55 61Sujetos

Tabla 1. Descripción de los recién nacidos INMA-Gipuzkoa y de los niveles de exposición de PM2.5 en las madres en la semana 12 de gestación

Lertxundi A; Basterretxea M; Urtizberea M; Maiztegi M; Blarduni E; Arranz L; Martínez MD; Álvarez J; Ayerdi, M.

Exposición prenatal a PM2.5 y su relación con bajo peso al nacer en la cohorte INMA-Gipuzkoa

OBJETIVO

MÉTODOS

RESULTADOS

CONCLUSIONES

Observamos asociación entre los niveles de exposición prenatal a PM2.5, durante el periodo embrionario, y el incremento de riesgo de bajo peso al nacer, expresado como PEG.

Los posibles efectos de los contaminantes atmosféricos en el crecimiento fetal se observaron por primera vez por Alderman en 1987. El peso al nacer es la variable antropométrica de mayor uso en la evaluación del crecimiento fetal, sirve para establecer las pautas de pronóstico en el período neonatal. El objetivo de este estudio es evaluar el papel de la exposición a partículas 2.5µm en el primer trimestre de embarazo y el peso al nacer en los sujetos INMA-Gipuzkoa.

1 )Identificación de los PEG y MacrosómicosSe construyeron tablas de crecimiento del peso para ambos sexos a partir de los nacidos entre 2006 y 2008 en la provincia de Gipuzkoa (N=21.629). La estimación de los valores percentuales se realizó a partir del método de suavización LMS (Cole TJ, 1990). Se identificaron los ‘Small Gestational Age’(PEG) y ‘Macrosomic’ en los sujetos INMA a partir de las tablas de Gipuzkoa.2) Exposición a PM2.5

Los datos de exposición a PM2.5 se obtuvieron a partir de 3 equipos de alto volumen DIGITEL y 2 equipos de la red de calidad del aire del Gobierno Vasco ubicados en el área de estudio.

La asignación del nivel de exposición se realizó solamente en aquellas mujeres que vivían en el medio urbano y tuviesen, como mínimo, un equipo de medición a menos de 500 metros. Se les asignó un valor promedio de PM2.5 para la semana 12 de gestación.3) Asociación entre exposición a PM2.5 y SGASe utilizaron dos modelos de regresión multivariante utilizando como variables dependientes; peso al nacer y PEG. Las variables relacionadas con bajo peso al nacer y con un p-valor <0.05 en el análisis univariante fueron introducidas en los modelos. La variable exposición se introdujo como variable continua y como variable dicotómica (>20µg/m3).

CIBER Epidemiología y Salud Pública; Subdirección de Salud Pública de Gipuzkoa; Universidad del País Vasco; Hospital de Zumarraga- Osakidetza; Departamento de Medio Ambiente del Gobierno Vasco

10 15 20 25 30 35

-400

-300

-200

-100

010

0

exposición a PM2.5 en el primer trimestre de embarazo

efec

to e

n el

pes

o;es

timac

ión

e IC

95%

10 15 20 25 30 35

-10

12

3

exposición a PM2.5 en el primer trimestre de embarazo

efec

to e

n el

PE

G;e

stim

ació

n e

IC95

%A partir de la construcción de tablas de crecimiento de Gipuzkoa, de los 601 nacidos en INMA Gipuzkoa se identificaron 63 PEG y 60 macrosómicos.

El nivel de exposición medio a PM2.5 en la semana 12 de gestación fue de 17.56 µg/m3, con un rango comprendido entre 8.3 y 35.43 µg/m3.

RECIRECIÉÉN NACIDOS INMAN NACIDOS INMA--GIPUZKOAGIPUZKOA

Sujetos estudiados N=601N=601

Sexo (niños%) 261 (51%)

Semanas de gestación Media y rango 40[28.1-42.5]

Peso al nacer Media e IC 95% 3299[3 ,3263 336]

Mediana y rango 3290[970,4785]

Bajo peso al nacer (≤2.500kg) 27 (4.49%)

SGA 63 (10.5%)Macrosómico 60( %)10

Regresión lineal Regresión logísticaPeso al nacerPeso al nacer PequePequeñño para la edad gestacionalo para la edad gestacional

ββ 95% IC95% IC pp OROR 95% IC95% IC pp

PM2.5 ajustado¹ -1.869 [-10.230:6.492] 0.661 1.007 [1.000:1.014] 0.036

>20 µg/m3 sin ajustar 2.537 [1.274:5.055] 0.008

>20 µg/m3 ajustado² 1.11 [1.056:1.170] 0.036

1Peso ajustado por días de gestación, sexo del recién nacido, partos previos, fumar en el embarazo, talla de la madre y del padre.2PEG ajustado por partos previos, fumar en el embarazo, talla de la madre y del padre.

Tabla 2. Asociación entre la exposición a PM2.5 y el peso al nacer.

a)a) b)b)

Figura 1. Asociación suavizada entre peso al nacer y PM2.5 (a) y PEG y PM2.5 (b)

En la regresión lineal, el resultado indica que no existe asociación entre exposición y peso al nacer (β=-1.869, p=0.661). Mientras que cuando la variable respuesta es PEG los resultados de la regresión logística indican un incremento de riesgo significativo (ORPM2.5=1.007; p:0.036, OR>20 sin ajustar=2.537; p=0.008 y OR>20ajustado=1.11; p=0.038)

Beta IC1 IC2 p <25 3,23 0,52 5,93 0,019 25-29 -0,91 -2,75 0,94 0,334 30-34 ref

Edad

>34 1,40 -0,90 3,71 0,233 Spain ref Latin American 4,05 1,15 6,96 0,006

País de origen

Europe -2,31 -6,49 1,86 0,277 CS I ref CS II 1,61 -2,36 5,58 0,426 CS III 2,59 -0,87 6,06 0,143 CS IV 1,33 -2,03 4,69 0,436

Clase social

CS V 3,90 0,32 7,47 0,033 >=1 ref Paridad 0 1,99 0,34 3,63 0,018 Spring ref Summer 4,29 2,01 6,57 <0,001 Autumn 3,73 1,51 5,96 0,001

Estación de la FUR

Winter 0,07 -1,97 2,10 0,947

Exposición a NO2 durante el embarazo: factores asociados y riesgo de parto pretérmino. INMA

ValenciaSabrina Llop, Ferran Ballester, Marisa Estarlich, Carmen Iñiguez, Ana Esplugues, Marisa RebagliatoCentro Superior de Investigación en Salud Pública; Escuela Valenciana de Estudios en Salud; Universidad Rey Juan Carlos; CIBERESP

OBJETIVOS

1) Identificar los determinantes sociales, sociodemográficos y de estilos de vida que se asocian con los niveles de NO2 a los que están expuestas las mujeres de la cohorte, y 2) Evaluar la asociación entre dicha exposición y la duración del embarazo

MÉTODOS

La población de estudio son 785 mujeres que forman parte de la cohorte INMA en Valencia. Los niveles ambientales de NO2 fueron medidos mediante la instalación de 93 captadores pasivos distribuidos por el área de estudio, durante 4 campañas de 7 días de duración. Los niveles fueron suavizados mediante la técnica Kriging universal. Se construyeron modelos de regresión lineal múltiple mediante LUR (Land Use Regression). Se construyeron indicadores de exposición a NO2 en el domicilio de las mujeres, para cada uno de los trimestres de gestación y para todo el embarazo. Para identificar los factores que se asocian a la exposición se construyó un modelo de regresión lineal multivariante, siendo la variable dependiente la estimación de la exposición a NO2 en el exterior de los domicilios para todo el embarazo. Para estudiar la asociación entre la exposición a NO2 y el riesgo de parto a pretérmino se construyeron modelos de regresión logística multivariante (uno para cada trimestre y otro para todo el embarazo), siendo la variable dependiente las semanas de gestación en dos categorías (<37; ≥37). Para estudiar la forma de la asociación se utilizaron modelos GAM. Se construyóuna variable categórica según los niveles de NO2 fueran: ≤40; >40 µg/m3.

RESULTADOS

Los niveles medios de NO2 asignados en los domicilios de las mujeres para todo el embarazo fueron de: 39,9 (dt:11,1) µg/m3. La prevalencia de parto a pretérmino en la cohorte fue de 5,97%. Las mujeres más jóvenes (<25 años), las procedentes de paises latinoamericanos y las de clase social más baja están expuestas a niveles más altos de NO2 durante el embarazo (tabla 1).

Tabla 1: regresión lineal multivariante de los niveles de NO2(características sociodemográficas y de estilos de vida)

CONCLUSIONES

Existen subgrupos de las mujeres de la cohorte INMA en Valencia que han estado expuestas a niveles más altos de NO2 durante su embarazo en función de características sociodemográficas como la edad, país de origen y clase social.Las mujeres que han estado expuestas a niveles de NO2 por encima de 40 µg/m3 tienen el doble de riesgo de tener un parto pretérmino que las que no.

A partir de una exposición a NO2 por encima de los 35-40 µg/m3 durante todo el embarazo se incrementa el riesgo de sufrir un parto pretérmino(gráfico 1).

Gráfico 1: Relación entre el parto a pretérmino y la exposición a NO2 durante el embarazo. Modelo multivarianteGAM

10 20 30 40 50 60

-0.5

0.0

0.5

1.0

1.5

2.0

NO2 (µg/m3)

logi

t

Las mujeres que han estado expuestas a niveles de NO2superiores a 40µg/m3 durante el embarazo presentan un mayor riesgo de tener un parto pretérmino, siendo significativa esta asociación para el primer y tercer trimestre (gráfico 2).

Gráfico 2: regresión logística multivariante, niveles de NO2 en dos categorías (≤40; >40 µg/m3). Ajustado por edad de la madre, sexo, nivel de estudios de la madre, país de procedencia, estación en la FUR, situación laboral en la semana 32, consumo alcohol durante el embarazo, consumo de café en el primer trimestre, consumo de tabaco

Carmen Iñiguez, Ferran Ballester, Marisa Estarlich, Ana Esplugues, Inma Aguilera, Sabrina Llop, Marisa Rebagliato en representación de INMA-Valencia

Impacto de la exposición prenatal a NO2exterior sobre el peso fetal estimado en la

cohorte INMA-VALENCIA

Centro Superior de Investigación en Salud Pública (CSISP), Valencia; CIBER Epidemiología y Salud Pública (CIBERESP); Centre for Research in Environmental Epidemiology(CREAL), Barcelona, Universidad Rey Juan Carlos, Madrid.

OBJETIVO

MÉTODOS

RESULTADOS

CONCLUSIONES

Los resultados de este estudio muestran efectos adversos de la exposición temprana a contaminación atmosférica ya en la semana 20 de embarazo. El tamaño y el crecimiento en el último tramo del embarazo son más sensibles a la exposición en el segundo trimestre. Financiación: FIS 06/1213; Conselleria de Sanitat Valenciana.

Aunque existen evidencias sobre los efectos nocivos de la exposición a contaminación atmosférica sobre el crecimiento fetal, la identificación de periodos de especial susceptibilidad dentro del embarazo sigue siendo un reto. El objetivo de este trabajo es investigar el impacto de la exposición a NO2 en los dos primeros trimestres del embarazo sobre el crecimiento fetal evaluado mediante ecografías seriadas en la cohorte INMA ubicada en Valencia.

El mapeo de niveles de NO2 en el área de estudio se realizó mediante una combinación de LUR y kriging, a partir los niveles registrados en 4 campañas de medición por 93 captadores pasivos en el área que estuvieron expuestos durante 7 días. Las estimaciones fueron ajustadas a una ventana temporal concreta usando los niveles diarios medidos por la red de Vigilancia. La exposición individual fue asignada en base al domicilio y las fechas de cada embarazo. Para evaluar el efecto de la exposición a NO2 se utilizó el modelo lineal ajustado por variables socioeconómicas y de estilo de vida. La exposición se definió como dicotómica utilizando la mediana (37 µg/m3) como punto de corte.

Se realizaron ecografías en las semanas 12, 20 y 32 de embarazo para todas las participantes (n=855) y en la semana 38 para una muestra de 100. En cada ecografía se registraron los parámetros fetales (diámetro biparietal, longitud de fémur y perímetro abdominal) que permitieron la estimación del peso fetal según el algoritmo de Hadlock. Se usó el modelo lineal mixto para obtener la curva de peso fetal estimado a lo largo de la gestación, ajustada por conocidos determinantes del crecimiento fetal (edad, peso, altura y país de la madre, paridad, talla del padre y sexo). Esta curva fue utilizada para el cálculo de z-scores en las semanas 12, 20, 32 y 38 de embarazo, así como de z-scores condicionados en los intervalos 12-20, 20-32, y 32-38. Los primeros son indicadores de tamaño en las respectivas semanas y los segundos son indicadores de crecimiento en los respectivos intervalos.

La exposición en el primer trimestre se asoció con una disminución de peso significativa en la semana 32 (p=0.009) y con crecimiento retardado en el intervalo 20-32 (p=0.004).

La exposición en el segundo trimestre se asoció con una disminución de peso en las semanas 32 y 38 (p=0.011 y p=0.051) y del crecimiento en los intervalos 20-32 y 32-38 (p=0.015 y p=0.032).

Tabla 2. Relación (% cambio con respecto a la media) entre la exposición a NO2 y el peso fetal estimado a lo largo del embarazo.

Regresión lineal multivariante ajustada por las siguientes características maternas: edad, clase social, nivel de estudios, zona de residencia, país de origen, consumode frutas, verduras, alcohol, cafeina y tabaco durante el embarazo, ingesta media diaria de calorías y ganancia de peso, estación a la concepciónVariables respuesta: zscores de peso fetal estimado sin condicionar (semanas12,20,32,38) y condicionados a la medida inmediatamente anterior (38|32, 32|20, 20|12) y a la primera medida (38|12, 32|12). Variable de exposición: NO2 ≤37 µg/m3 (ref.) y NO2 > 37 µg/m3

semanas n % cambio p % cambio p12 741 0,2 -3,6 4,0 0,915 -1,0 -4,5 2,5 0,58520 758 1,7 -1,8 5,3 0,691 -0,9 -4,5 2,8 0,64332 704 -3,9 -6,9 -1,0 0,009 -3,7 -6,6 -0,8 0,01238 71 -2,4 -14,6 9,9 0,702 -10,0 -19,5 0,1 0,052

[12- 20] 724 1,0 -2,7 4,7 0,592 -0,5 -4,0 3,1 0,803[20- 32] 688 -4,2 -7,0 -1,3 0,004 -3,4 -6,2 -0,7 0,015[32- 38] 60 -0,6 -11,5 10,5 0,922 -11,4 -21,0 -1,0 0,032[12- 32] 671 -3,6 -6,6 -0,7 0,017 -3,7 -6,5 -0,8 0,013[12- 38] 68 -1,3 -13,3 10,8 0,709 -5,1 -16,5 6,8 0,403

NO2 primer trimestreIC [95%]

NO2 segundo trimestreIC [95%]

Tabla 1. Modelo para peso fetal estimado durante el embarazo

variable coeficiente SD p valorconstante 0,4633202 0,03615953 <,001dges 0,0463073 0,00056289 <,001dges 2 -0,0000782 0,00000062 <,001edadcm (1) -0,0279705 0,01021509 0,006edadcm (2) 0,0175103 0,01021509 0,080pesoprev -0,0012669 0,00052977 0,017sexo 0,0166425 0,00627564 0,008dges:pesoprev 0,0000376 0,00000912 <,0001dges:pesoprev2 -0,0000002 0,00000006 0,003dges:tallap 0,0000091 0,00000244 <,001

Modelo lineal generalizado: correlación intra-sujetos basada en la distancia entreecografías y distintas varianzas según pertenencia al grupo mrar30 (+ 2 ecog. en un mes). Dges: días de gestación; Edadcm: edad de la madre: (1) <25; (0) [25-35], (2) >35; sexo(0):niña; pesoprev: peso previo madre; tallap: talla padre. Otrosconfusores considerados: paridad, país de origen y talla de la madre. semanas de gestación

10 15 20 25 30 35 40

010

0020

0030

0040

00 niñoniña

Figura 1. Modelo para peso fetal estimado

Inma Aguilera, Raquel Garcia Esteban, Carmen Iñiguez, Ferran Ballester, Carles M Foradada y Jordi Sunyer

Efecto de la exposición prenatal a contaminación atmosférica urbana sobre el

crecimiento fetal en la cohorte INMA-Sabadell

Centre de Recerca en Epidemiologia Ambiental (CREAL), Barcelona; Institut Municipal d’Investigació Mèdica (IMIM-Hospital del Mar), Barcelona; CIBER Epidemiología y Salud Pública (CIBERESP); Centro Superior de Investigación en Salud Pública (CSISP), Valencia; Servei de Ginecologia i Obstetrícia, Hospital de Sabadell

OBJETIVO

MÉTODOS

RESULTADOS

CONCLUSIONESLas asociaciones halladas, aún siendo poco consistentes por referirse sólo al diámetro biparietal, sugieren que el efecto negativo de la contaminación atmosférica sobre el crecimiento fetal podría comenzar a manifestarse durante el segundo trimestre de embarazo, coincidiendo así con los resultados hallados previamente en dos estudios sobre contaminación atmosférica y crecimiento fetal (Hansen et al. Environ Health Perspect 2008 y Slama et al. Environ Health Perspect 2009).

Evaluar la asociación entre exposición a contaminación atmosférica durante el embarazo y diferentes parámetros de cremimiento fetal medidos medianteecografías en la cohorte de Sabadell (n=562).

Los criterios de inclusión fueron: seguimiento hasta el nacimiento, tener 2 o más ecografías y haber residido en Sabadell durante el embarazo. Los parámetros fetales medidos fueron longitud del fémur, perímetro craneal, perímetro abdominal y diámetro biparietal. Mediante modelos lineales mixtos se obtuvieron curvas de crecimiento para cada parámetro. Los modelos se ajustaron por edad gestacional, sexo, edad de la madre, peso y talla de la madre y talla del padre. Para estimar tamaño fetal se calcularon los z-scores (desviaciones estándar de la curva de crecimiento) para las semanas 12, 20 y 32 de gestación, así como los z-scorescondicionados para estimar crecimiento entre las semanas 12-20 y 20-32 de embarazo.

La exposición a contaminantes se estimó a partir de medidas de NO2 y BTEX (benceno, tolueno, etilbenceno, m,p-xileno y o-xileno) con captadores pasivos en 57 puntos de la ciudad. Mediante Sistemas de Información Geográfica se recogieron variables geográficas y se elaboraron modelos de regresión para predecir los niveles de NO2 y BTEX en el exterior de cada domicilio. Los modelos fueron ajustados por variación temporal para estimar exposiciones durante diferentes periodosdel embarazo (semanas 1-12, 12-20 y 20-32). Para cada parámetro fetal, se examinó la relación entre exposición prenatal a contaminación atmosférica y las desviaciones estándar de la curva de crecimiento (z-scores) mediante modelos de regresión lineal.

Del total de mujeres incluidas, la mayoría eran nulíparas(56,6%), no fumadoras durante todo el embarazo (68,2%), expuestas a humo ambiental de tabaco en la casa y/o en el trabajo (53,7%) y con estudios secundarios (41,7%).

La Tabla 1 muestra las características de los parámetros fetales medidos en un total de 1.692 ecografías realizadas. Las estimaciones de exposición a NO2 y BTEX durante diferentes periodos del embarazo, asícomo las correlaciones entre ellas, se muestran en la Tabla 2.

Tras ajustar por estación del año, paridad, nivel educativo y consumo de tabaco, se halló una asociación inversa entre la exposición a NO2 y BTEX (por incremento del rango intercuartílico) a partir del primer trimestre de embarazo y el crecimiento en el diámetro biparietal entre las semanas 20 y 32 de gestación (β = -0.071, p-valor=0.09 para NO2 y β = -0.118, p-valor=0.03 para BTEX), estimado a partir de los z-scores condicionados.

Respecto al tamaño fetal estimado a partir de las desviaciones estándar no condicionadas, se halló una asociación más débil entre exposición a BTEX a partir del primer trimestre de embarazo y diámetro biparietal a la semana 32 de embarazo (β = -0.091, p-valor=0.09).

Para el resto de parámetros fetales no se hallaron asociaciones estadísticamente significativas con la exposición a NO2 o BTEX.

Tabla 1. Características descriptivas de los parámetros fetales medidos mediante ecografías (n = 1692)

DE, desviación estándar; PC, perímetro craneal; DBP, diámetro biparietal; PA, perímetro abdominal; LF, longitud del fémur

Parámetros fetales (mm) Edad

gestacional (semanas) PC DBP PA LF

ECO 1 Nº de medidas 512 553 498 512 Media (DE) 12.2 (1.0) 75.3 (12.8) 20.7 (3.7) 62.1 (11.5) 7.8 (2.5) ECO 2 No. of scans 556 561 560 560 Media (DE) 21.1 (1.0) 189.1 (13.9) 49.5 (3.8) 164.0 (14.2) 35.0 (3.3) ECO 3 No. of scans 554 553 554 555 Media (DE) 34.0 (1.3) 309.2 (13.3) 86.1 (3.8) 300.0 (16.2) 66.1 (3.2) ECO 4 No. of scans 17 17 17 17 Media (DE) 35.1 (3.0) 318.3 (19.5) 86.7 (7.1) 306.9 (28.8) 66.9 (6.5) ECO 5 No. of scans 2 2 2 2 Media (DE) 33.7 (3.2) 331.5 (17.7) 85.5 (7.8) 305.5 (20.5) 67.5 (10.6) ECO 6 No. of scans 1 1 0 1 Media (DE) 34.43 (0) 342 (0) 85.8 (0) - 64.6 (0)

Tabla 2. Niveles de NO2 y BTEX durante diferentes periodos de embarazo y coeficientes de correlación entre los periodos de exposición (n = 562)

* p-valor < 0.01 para todas las correlaciones. DE, desviación estándar; RI, rango intercuartílico

Coefs de correlación *

Periodo de exposición Media (DE) Rango RI

sem 1-12

sem 12-20

sem 20-32

NO2 sem 1-12 32.45 (10.51) 8.91 - 76.16 12.19 1

sem 12-20 31.68 (10.81) 6.65 - 75.74 11.47 0.52 1

sem 20-32 32.13 (10.84) 9.83 - 73.01 13.23 0.46 0.48 1

BTEX sem 1-12 14.89 (6.24) 2.27 - 30.31 9.66 1

sem 12-20 14.47 (6.15) 1.99 - 31.83 9.99 0.73 1

sem 20-32 14.72 (6.30) 2.79 - 28.90 10.19 0.72 0.71 1

Relación entre exposición a contaminación atmosférica por NO2 durante el embarazo y

perímetro craneal al nacimiento

Centro Superior de Investigación en Salud Pública (CSISP), Valencia; CIBER de epidemiología y salud pública (CIBERESP) ; *Universidad Rey Juan Carlos.

OBJETIVO

MÉTODOS

RESULTADOS

CONCLUSIONES

Figura 3. Asociación entre exposición a NO2 por periodos y PC

Financiación: Instituto de Salud Carlos III (G03/176), FIS-FEDER (03/1615, 04/1509, 04/1112 y 06/1213) y Conselleria de Sanitat, GV.

F Ballester, M Estarlich, C Iñiguez, S Llop, A Esplugues, M Rebagliato* en nombre del grupo INMA Valencia

Evaluar la asociación de la exposición a por NO2 de las embarazadas en el estudio INMA en Valencia con el perímetro craneal de sus hijos al nacimiento.

La población a estudio son 782 mujeres de la cohorte INMA Valencia y sus hijos recién nacidos en 2004-06. Utilizando técnicas de geoestadística (kriging, regresión de usos del suelo) se obtuvo la predicción de niveles de NO2 para cada punto del área. A partir de las coordenadas georeferenciadas de la residencia de cada mujer y de la información temporal de niveles de NO2 de las estaciones de la Red de Calidad del Aire se asignó un estimador de exposición individual a cada mujer correspondiente al periodo de su embarazo. Con el fin de examinar ventanas de susceptibilidad se construyó también un estimador de exposición en cada uno de los trimestres de embarazo de cada mujer.

Las variables a estudio fueron el perímetro craneal (PC) al nacimiento ajustado por edad gestacional y el retraso de crecimiento fetal (RCF) para PC. Se clasificó como RFC-PC aquellos recién nacidos cuyo PC fue inferior al límite inferior del intervalo de confianza al 90% de la predicción de su crecimiento basado en modelos de crecimiento constitucional. La asociación de la exposición a NO2 con PC se analizó mediante regresión lineal simple y mediante regresión logística para RCF-PC, controlando por variables sociodemográficas y de exposición de la madre. Se exploró la forma de la relación entre NO2 y las variables respuesta utilizando modelos GAM. También se examinó la relación con la variable de exposición como dicotómica (NO2 > vs ≤40 μg/m3) .

Los niveles de NO2 siguieron una distribución relacionada con el grado de urbanización y el tráfico de vehículos (Figura 1a). La media de NO2correspondiente a los 782 periodos de embarazo fue de 36,9 μg/m3

(rango 7,0-59,6) (Figura 1b), con el 43,1% por encima de 40 μg/m3 (valor límite anual de la Directiva Europea). Los perímetros craneales de los niños al nacer midieron entre 30,22 y 38,18 cm, con una media de 34,30 cm (dt:1,33). Se clasificaron como RCF-PC el 9,2% de los recién nacidos. En el análisis multivariante la forma de la relación entre exposición a NO2durante el embarazo y PC fue lineal para el primer trimestre (el de mejor ajuste) y no lineal para la exposición a lo largo del embarazo (Figura 2). Para RCF-PC la relación con la exposición a NO2 fue lineal en todos los periodos. El examen de la asociación por periodos de exposición sugiere una asociación con la exposición durante todo el embarazo, así como el papel de algunas exposiciones específicas para cada variable respuesta (Figura 3).

En nuestro estudio, la exposición de la madre durante el embarazo a contaminación atmosférica por NO2 se asoció con una reducción del perímetro craneal al nacer y con un riesgo mayor de retraso de crecimiento fetal para perímetro craneal. La exposición a lo largo de todo el embarazo parece jugar un papel relevante para el riesgo de retraso del crecimiento de perímetro craneal. Esta asociación podría ser debida a la exposición a contaminación por tráfico y otras fuentes, de la cual el NO2 sería un marcador.

Figura 2. Forma de la relación entre exposición a NO2 y PC

Figura 1a. Distribución espacial de los niveles de NO2 y de los domicilios de las mujeres

NO2 (µg/m3) NO2 (µg/m3) NO2 (µg/m3) NO2 (µg/m3)

Perímetro craneal Retardo crecimiento fetal - PC

cm logi

t

Primer trimestre Tercer trimestreTodo el embarazo Todo el embarazo

ORcm

-0,20

-0,15

-0,10

-0,05

0,00

0,05

0,10

1 2 3 Todo elembarazo

0,00,20,40,60,81,01,21,41,61,82,0


-0,40

-0,30

-0,20

-0,10

0,00

0,10

0,20


0,0

0,5

1,0

1,5

2,0

2,5

3,0

3,5

4,0


Perímetro craneal Retardo crecimiento fetal - PCIncremento 10 µg/m3 NO2 > vs ≤40 μg/m3 Incremento 10 µg/m3 NO2 > vs ≤40 μg/m3

Figura 1b. Niveles de exposición a NO2durante el embarazo

Trimestre Trimestre TrimestreTrimestre

Cristina Villanueva1,2,3, Esther Gracia1,2,3, Jesús Ibarluzea4, Loreto Santa Marina4, Ferran Ballester5, Adonina Tardón6, MarietaFernández7, Carmen Freire7, Xavier Basagaña1,2,3, Jordi Sunyer1,2,3

Exposición a trihalometanos durante el embarazo, duración de la gestación y

peso al nacer

(1) Centro de Investigación en Epidemiología Ambiental (CREAL), Barcelona; (1) Instituto Municipal de Investigación Médica (IMIM-Hospital del Mar), Barcelona; (3) CIBER Epidemiología y Salud Pública (CIBERESP); (4) Departamento de Sanidad Gobierno Vasco, Bilbao; (5) Escuela Valenciana de Estudios para la Salud (EVES), Valencia; (6) Univesidad de Oviedo; (7) Laboratorio de Investigaciones Médicas, Hospital Universitario San Cecilio, Granada

OBJETIVO

MÉTODOS

RESULTADOS

CONCLUSIONES- Resultados provisionales. Análisis futuros:

- Estimar riesgo por THM específicos (cloroformo, bromodiclorometano, dibromoclorometano, bromoformo); - Elaborar índices de exposición a través de diferentes usos del agua: ingestión, ducha, baño, piscina. - Evaluar efectos por exposición en diferentes periodos del embarazo- Ajustar por potenciales variables confusoras (educación, grado urbano/rural del municipio de residencia, etc.)

Evaluar la asociaicón entre duración de la gestación, riesgo de parto prematuro y bajo peso por edad gestacional asociado a la exposición a trihalometanosdurante el embarazo a través de diversos usos del agua.

Cuestionario. Se ha obtenido información sobre el municipio de residencia durante el embarazo, y usos diversos del agua durante el embarazo: agua consumida (botella, grifo), uso de filtro, frecuencia y duración de duchas, baños y asistencia a piscinas siguiendo un protocolo común en todas las cohortes del estudio INMA: Asturias, Gipuzkoa, Sabadell y Valencia. En Granada se contactaron retrospectivamente las madres para recoger esta información.

Evaluación de la exposición. Se han realizado muestreos de agua en las zonas de estudio para medir niveles de THM durante el embarazo. También se ha recopilado niveles de THM a través de contactos con empresas de agua y administración. Los niveles ambientales se han modelado para cada cohorte en función de la variabilidad geográfica y temporal, y se ha asignado un nivel de THM durante el embarazo a cada madre

Tabla 1. Población de estudio Tabla 2. Odds ratio (OR) de nacer pequeño por edad gestacional (SGA) por nivel medio de THM en el tercer trimestre, ajustado por paridad y sexo

Tabla 4. Odds ratio (OR) de parto prematuro por nivel medio de THM en el tercer trimestre, incremento de 10 μg/l, ajustado por paridad y edad

ANTECEDENTESLos subproductos de la desinfección son contaminantes del agua producidos durante el tratamiento. Diversos subproductos de la desinfección, incluyendo los trihalometanos (THM), tienen efectos sobre la reproducción en animales de experimentación. Estudios epidemiológicos sugieren que la exposición durante el embarazo se asocia con un mayor riesgo de parto prematuro y afecta el crecimiento intrauterino, pero el conjunto de evidencias no es concluyente.

Efectos. Se dispone de las variables edad gestacional, parto prematuro (<37 semanas de gestación) y se ha elaborado la variable peso pequeño por edad gestacional siguiendo una definición común en las diferentes cohortes.Análisis estadístico. Se estima la asociación entre exposición a THM y edad gestacional con regresión lineal, y el riesgo de parto prematuro y pequeño por edad gestacional con regresión logística. Se realizan análisis estratificados por área y un análisis conjunto ajustando por área.

Sabadell Valencia Asturias Granada GipuzkoaN 572 727 455 201 596

Edad materna Media (DE) 30.2 (4.3) 29.8 (4.5) 31.6 (4.4) 32.0 (5.0) 31.4 (3.6)

Min-max 17-42 15-43 18-42 20-45 19-43 Paridad

0 321 (56%) 406 (56%) 275 (60%) 96 (48%) 324 (55%) 1 212 (37%) 261 (36%) 158 (35%) 78 (39%) 235 (39%)

>=2 37 (7%) 60 (8%) 22 (5%) 27 (13%) 34 (6%)

Sexo (niño) 289 (50.5%) 384 (52.8%) 238 (52.3%) 201 (100%) 301 (50.8%) EFECTOS Edad gestacional (semanas)

Media (DE) 39.7 (1.5) 39.5 (2.0) 39.4 (1.8) 39.3 (1.7) 39.7 (1.5) Min-max 28.4-42.3 23.4-42.4 26.4-43.7 32.0-44.0 28.1-44.0

Parto prematuro (<37 semanas) 18 (3.5%) 47 (6.5%) 29 (6.4%) 12 (6.0%) 21 (3.5%) Peso pequeño por edad gestacional 66 (11.6 %) 86 (11.9%) 39 (8.8%) 16 (8.0%) 48 (8.2%) EXPOSICION

THM durante embarazo, (μg/l) Media (DE) 120.7 (12.9) 32.7 (39.6) 38.5 (10.3) 7.4 (7.3) 15.5 (5.2)

coefficient St. error P value N Sabadell -2.23 1.04 0.033 569 Valencia -0.09 0.13 0.482 723 Asturias 0.23 0.43 0.598 453 Granada 1.27 1.30 0.332 200 Gipuzkoa 0.65 0.69 0.343 592

Tabla 3. Duración de la gestación (días) por nivel medio de THM en el tercer trimestre, incremento de 10 μg/l, ajustado por paridad y sexo

THM (μg/l) OR 95% CI N SGA N normal Sabadell

>70-110 1.00 16 146 >110-120 1.06 0.48-2.34 12 106 >120-130 1.37 0.64-2.96 14 95

>130 1.37 0.69-2.71 23 155 Valencia

<=10 1.00 54 389 >10-50 0.82 0.35-1.89 7 67 >50-70 0.87 0.41-1.84 9 79

>70-100 0.93 0.38-2.30 6 46 >100 1.27 0.61-2.65 10 56

Asturias <=40 1.00 18 185

>40-50 1.22 0.59-2.53 15 121 >50 0.81 0.31-2.12 6 77

Granada <=10 1.00 10 99

>10 0.70 0.24-2.01 6 85 Gipuzkoa

<=15 1.00 20 254 >15-20 1.14 0.56-2.31 15 159

>20 1.26 0.60-2.65 13 124

OR 95% CI N preterm N normal Sabadell 4.30 1.52-12.15 17 552 Valencia 1.00 0.90-1.10 43 680 Asturias 0.80 0.59-1.09 27 426 Granada 0.70 0.26-1.86 12 188 Gipuzkoa 0.63 0.29-1.37 20 572

Table 2. Association (coefficient and 95% confidence interval (CI)) of bleach use with birthweight, according to frequency of cleaning.

74%

25%

1%

27%

42%

77%74%

0

10

20

30

40

50

60

70

80

90

100

Bleach Ammonia HCl Stainremoversolvents

Furniturepolishers

Glasscleaners

Degreasers

Lidia Casas, Jan-Paul Zock, Raquel Garcia-Esteban, Mònica Guxens, Àgueda Rodriguez, Mercedes Espada, Jordi Sunyer

Household use of bleach and birthweight

Centre de Recerca en Epidemiologia Ambiental (CREAL), Barcelona; Institut Municipal d’Investigació Mèdica (IMIM-Hospital del Mar), Barcelona; CIBER Epidemiología y Salud Pública (CIBERESP); Universitat Pompeu Fabra, Barcelona.

OBJETIVE

METHODS

RESULTS

CONCLUSIONS

Pregnant women living in a home cleaned with bleach and frequently cleaned, apparently have newborns with higher mean birthweight suggesting hat a higher degree of disinfection of the living environment could be beneficial for foetal development.

Associations between frequent use of household chemicals during pregnancy and wheezing and diarrhoea in offspring have been reported, but there are no studies on the effects of such exposures on birthweight (BW). The aim of this study is to assess the association between the use of domestic cleaning products during pregnancy and BW.

In the Spanish INMA (Environment and Childhood)-Sabadell birth cohort, 657 women were recruited at 1st trimester of pregnancy. At delivery, data on the household use of cleaning products during pregnancy was assessed and birthweight was obtained from 577 newborns who were borne at 34 week of gestation or later.

Associations between the use of cleaning products and birth weight were evaluated using multivariable linear regression models adjusting for sex, gestational age, mother’s height and pre-pregnancy weight, number of previous pregnancies, maternal smoking during pregnancy, and maternal education.

Mean birth weight was 3254g (SD=423), gestational age 39.7 weeks (SD=1.4) and 49.7% were girls. 18% of mothers were current smokers during pregnancy and, regarding to their education, 29% were in the lower educational level (primary school or lower) and 44% were in the intermediate level (secondary school). Use of cleaning products is described in figure 1, most used were glass cleaners, bleach, and degreasers, that were used in about one out of four participants’ homes, meanwhile concentrated hydrochloric acid (HCl) was used in 8 participants’ homes.

Figure 1. Description of household use of cleaning products

Coefficient (95% CI)†

Bleach 75 (5; 146) Ammonia 56 (-16; 127) Concentrated hydrochloric acid -291 (-549; -33) Stain remover solvents -32 (-100; 36) Degreasing products and oven spray -3 (-73; 68) Furniture polishing 28 (-35; 92) Glass cleaning products 4 (-70; 78) † Adjusted for sex of the newborn, gestational age, parity, mother’s height and pre-

pregnancy weight, maternal education, maternal smoking during pregnancy and country of origin of the mother.

† Adjusted for sex of the newborn, gestational age, parity, mother’s height and pre-pregnancy weight, maternal education, maternal smoking during pregnancy and country of origin of the mother.

Table 1. Association (coefficient and 95% confidence interval (CI)) of each cleaning product with birthweight.

n (%) Coefficient†

(95% CI) p value for linear trend

Bleach and frequency of cleaning

Mean birthweight was higher for household bleach users (p<0.05) and lower for current smokers (p<0.05). No other statistically significant differences were found in mean birthweight depending on the remaining cleaning products use. Moreover, no differences were found in bleach use for main population characteristics, but for frequency of home cleaning. Bleach users had higher percent of cleaning more than once a week than non-users (p<0.05).

Table 1 provides coefficients showing the association of each of the cleaning products with birthweight after adjusting for potential confounders. The use of bleach was associated with an increase of 75g in mean birthweight (p<0.05), meanwhile HCl use was with a decrease (291g; p<0.05).

Besides, table 2 shows coefficients for bleach use when combined with frequency of cleaning. Coefficients show an increase not only compared to the non users of bleach (reference group) but also when comparing bleach users cleaning once a week or less with users cleaning more frequently, mean birthweigth increases 69g and 91g respectively and the linear trend is statistically significant (p<0.05).

No use of bleach 151 (26.3) 0

Cleaning once a week or less 302 (52.5) 69 (-5;142)

Cleaning more than once a week 122 (21.1) 91 (-2; 185) 0.04

Carmen Iñiguez, Ferran Ballester, Rubén Amorós, Marisa Estarlich, Marisa Rebagliato en representación de INMA-Valencia

El impacto de la exposición a tabaco durante el embarazo sobre el crecimiento

fetal en la cohorte INMA-Valencia

Centro Superior de Investigación en Salud Pública (CSISP), Valencia; CIBER Epidemiología y Salud Pública (CIBERESP); Fac Matemáticas, Universidad de Valencia, Universidad Rey Juan Carlos, Madrid.

OBJETIVO

MÉTODOS

RESULTADOS

CONCLUSIONES

Los resultados de este estudio muestran efectos adversos del tabaquismo materno sobre tamaño y crecimiento a partir de la semana 32. El diámetro biparietal resultó afectado por la exposición pasiva en lugares de restauración ya en embarazo temprano. Financiación FIS 06/1213.

Existen probadas evidencias de que el tabaquismo materno durante el embarazo tiene efectos adversos sobre desarrollo del feto. Sin embargo, la mayoría de los estudios se basan en el peso al nacer para evaluar crecimiento fetal y por consiguiente no pueden detectar ventanas susceptibles dentro del embarazo. El objetivo de este trabajo es investigar el efecto del tabaquismo materno (tanto activo como pasivo) sobre el crecimiento fetal en distintos tramos del embarazo.

respectivos intervalos. La información de tabaco se obtuvo mediante un cuestionario administrado en la semana 32. Respecto al tabaquismo activo las madres fueron clasificadas como: (0)no fumadoras (referencia), (1)fumadoras que lo dejaron antes de la semana 12 y (2)el resto de fumadoras. Respecto al tabaquismo pasivo, las mujeres fueron clasificadas como expuestas o no en diferentes ambientes: casa, trabajo, restaurantes y ocio. Las asociaciones se evaluaron mediante modelo lineal ajustado por variables socioeconómicas y de estilo de vida, obtenidas también por medio de cuestionario. La exposición a NO2durante el embarazo se incluyó entre los posibles confusores.

La población a estudio son las participantes de la cohorte INMA-Valencia (n=855). Se realizó una ecografía en las semanas 12, 20 y 32 para todas ellas y una ecografía adicional en lla semana 38 para 100 mujeres. En cada ecografía se registraron los parámetros fetales (diámetro biparietal, longitud de fémur y perímetro abdominal) que permitieron la estimación del peso fetal según el algoritmo de Hadlock. Se usó el modelo lineal mixto para obtener la curva de crecimiento de cada parámetro y del peso fetal, ajustada por conocidos determinantes del crecimiento fetal (edad, peso, altura y país de la madre, paridad, talla del padre y sexo). Las curvas se utilizaron para calcular z-scores en las semanas 12, 20, 32 y 38 y z-scores condicionados en los intervalos 12-20, 20-32, y 32-38. Los primeros se utilizaron como medida de tamaño fetal y los segundos como medida de crecimiento en los

En todos los parámetros, el tabaquismo activo tuvo efectos adversos significativos sobre el tamaño en las semanas 32 y 38 y sobre el crecimiento en los tramos [20-32] [32-38], con la excepción de dbp y lf en el último tramo. En general las diferencias son mayores entre las no fuma-

Tabla 2. Relación (% cambio con respecto a la media) entre el tabaquismo pasivo y el diámetro biparietal

doras y las que siguieron fumando. Respecto al tabaquismo pasivo solo se detectaron efectos significativos para la exposición en casa y en restaurantes sobre el diámetro biparietal con efectos nocivos ya desde la semana 20 de gestación

semanas % cambio p % cambio p12 -0.2 -4.1 3.6 0.902 1.8 -2.2 5.8 0.38220 1.1 -2.5 4.6 0.550 -4.1 -7.7 -0.4 0.02932 -2.9 -6.8 0.9 0.140 -6.7 -10.7 -2.7 0.00138 -1.3 -3.9 1.3 0.316 -4.8 -7.5 -2.1 0.000

[12- 20] 1.4 -2.3 5.1 0.464 -5.8 -9.5 -2.0 0.003[20- 32] -3.5 -7.2 0.2 0.062 -5.7 -9.4 -1.8 0.004[32- 38] 0.5 -0.7 1.7 0.394 -1.0 -2.2 0.3 0.123[12- 32] -2.9 -6.7 0.9 0.132 -7.2 -11.0 -3.3 0.000[32- 38] -1.3 -3.8 1.3 0.318 -5.2 -7.8 -2.6 0.000

Exposición en lugares de restauraciónIC[95%]IC[95%]

Exposición en casa

Análisis restringidos a las mujeres no fumadoras durante el embarazo

-30

-20

-10

010

12 20 32 38 12-20 20-32 32-38

tabaco(1)tabaco(2)

Figura 1. Relación (% cambio con respecto a la media) entre el tabaquismo materno activo y el peso fetal estimado

Referencia: no fumadoras durante el embarazo; tabaco (1): fumadoras que lo dejaron antes de la semana 12; tabaco(2): fumadoras que siguieron fumando;

Tabla 1. Significación estadística de las relaciones entre tabaquismo materno y crecimiento fetal

Modelos ajustados por: 1 NO2; país de origen, clase social , consumo de fruta, alcohol y ganancia de peso. 2 NO2; país de origen, estación en la concepción, y situación laboral; 3 Estación en la concepción, tipo de zona y consumo de verduras.4 Consumo de verduras, estación , país, NO2, consumo de verduras y alcohol.Variables respuesta: zscores sin condicionar (semanas12,20,32,38) y condicionados a la medida anterior (38|32, 32|20, 20|12) y a la primera medida (38|12, 32|12). Variable de exposición: tabaco materno activo

semana dbp1 lf2 pa3 peso fetal4

12 0.281 0.247 0.593 0.27920 0.738 0.447 0.759 0.96932 0.046 0.001 0.027 0.00238 0.021 0.031 0.023 0.004

[12- 20] 0.517 0.245 0.966 0.575[20- 32] 0.037 0.001 0.011 0.000[32- 38] 0.323 0.600 0.009 0.026[12- 32] 0.024 0.000 0.015 0.000[12- 38] 0.025 0.040 0.018 0.004

Clara Rodríguez1, Carmen Iñiguez2, Jesús Vioque1, Eva-Mª Navarrete-Muñoz1, Manuela García de la Hera1,Ferran Ballester2, Mario Murcia2, Rosa Ramón2, Marisa Rebagliato3 .1Dpto. Salud Pública, Hª Ciencia y Ginecología.Universidad Miguel Hernández de Elche-Alicante; 2Centro Superior de Investigación en Salud Pública (CSISP), Valencia; 3 CIBER Epidemiología y Salud Pública (CIBERESP).

OBJECTIVE

METHODS

RESULTS

CONCLUSION

Our findings indicate that a high-quality diet as measured by the AHEI in the periconceptional period of pregnancy may increase birth size and reduce the risk of fetal growth restriction.

In multiple linear regression, we found a positive association between diet quality and two birth outcomes, the aBW and the aHC. Newborns of women in the fifth quintile of the AHEI (best quality diet) were on average 149 g (60.6-238.4) heavier and had 3.7mm more of aHC (95% CI 0.1-0.7) than those from mothers in the lowest quintile of AHEI. We also found a slight increment in aBL(3.8mm) although it was only marginally significant.

In multiple logistic regression analysis, women in the highest quintile of AHEI had a significant lower risk of having a FGR-w newborn OR=0,24 (95%CI 0,10-0,60) than women in the lowest quintile (ref.). A significant lower risk was also observed for FGR-hc OR=0.40 (95%CI 0,17-0,93) but not so for FGR in length.

To asses the effect of diet quality as measured by the Alternate Healthy Eating Index (AHEI) in the first trimester of pregnancy on fetal growth

We studied 787 pregnant women and their newborns from the INMA-Valencia cohort study. Diet during the first trimester was measured by food frequency questionnaire at week 12 of gestation by trained interviewers. Anthropometry of newborns measured at birth was obtained from medical records. Multivariate analysis was used to explore the association between adherence to AHEI by quintiles and fetal growth outcomes, adjusting for the potential confounders.

The association between diet quality as measured by the AHEI and the birth outcomes, adjusted birth weight (aBW), birth length (aBL), and head circumference (aHC) was investigated by multiple linear regression. We used logistic regression to explore the risk of fetal growth restriction (<10th percentile for its growth potential) in weight, length and head circumference (FGR-w, FGR-l and FGR-hc, respectively)

AHEI*Components Ideal intake

Table 1. Associations between adherence to AHEI during first trimester of pregnancy and neonatal anthropometric measurements. Multiple linear regression analysis from INMA-Valencia cohort study, 2004-2006. (n=782)

Birth Weight (g) a

Diet quality in pregnancy associated with fetal growth

Birth Length (cm) b Head Circumference (cm) cAHEI Quintities (Range) (periconception)

β (95% CI) P 2

β (95% CI) P 2

β (95% CI) P 2

Q1(19.5- 30.50) Ref. Ref. Ref.

Q2 (30.51-33.50) 96.18 ( 7.3, 185.1) 0.034 -0.10 (-0.49, 0.30) 0.632 0.40 (0.12, 0.68) 0.006

Q3 (33.51 -36.50) 104.05 (19.3, 188.7) 0.016 0.34 (-0.04, 0.71) 0.075 0.39 (0.12, 0.66) 0.004

Q4 (36.51 - 40.50) 91.24 ( 7.9, 174.6) 0.032 0.31 (-0.06, 0.67) 0.099 0.31 (0.04, 0.57) 0.023

Q5 (40.51- 52.5) 149.5 (60.6, 238.4) 0.001 0.38 (-0.01, 0.77) 0.054 0.37 (0.08, 0.65) 0.011

P 2 0.015 0.057 0.016

Table 2. Associations between adherence to AHEI and fetal growth outcomes during first trimester of pregnancy: multiple logistic regression analysis from INMA-Valencia cohort, 2004-2006 aHEI Quintiles (Range) FGR in Weight a FGR in length b FGR in head circumference c

(periconception) OR (95% CI) P 1 OR (95% CI) P 1 OR (95% CI) P 1

Q1(19.5- 30.50) 1.00 1.00 1.00

Q2 (30.51-33.50) 0,69 (0,35-1,34) 0,271 1,18 (0,56-2,49) 0,667 0,50 (0,23-1,12) 0,091

Q3 (33.51 -36.50) 0,50 (0,26-0,99) 0,046 0,66 (0,29-1,48) 0,308 0,57 (0,27-1,17) 0,124

Q4 (36.51 - 40.50) 0,36 (0,18-0,75) 0,006 0,96 (0,46-1,99) 0,912 0,65 (0,32-1,32) 0,229

Q5 (40.51- 52.5) 0,24 (0,10-0,60) 0,002 0,63 (0,26-1,53) 0,308 0,40 (0,17-0,93) 0,034

P 2 0,004 0,550 0,186

Fruits 5 servings/d Vegetables 4 servings/d Nuts &Soy 1 serving/d Ratio of white to red meat 4 Cereal fiber 15 g/d Trans fat ≤0.5% energy Ratio of polyunsaturated to saturated fat ≥ 1

*The AHEI has been adaptedfor its use in pregnant population.

a. Adjusted for country of origin, maternal pre-pregnancy weight, maternal height, paternal height, weight gain during pregnancy, parity, smoking during pregnancy, caffeine intake during the first trimester, and infant sex. b. Adjusted for maternal pre-pregnancy weight, maternal height, paternal height, weight gain during pregnancy, parity, smoking during pregnancy, caffeine intake during the first trimester, and infant sex. c. Adjusted for educational level, maternal height, paternal height, parity, smoking during pregnancy, alcohol intake during the first trimester, and infant sex.

a. Adjusted for parity, smoking, and weight gain during pregnancy. b. Adjusted for smoking, weight gain during pregnancy, maternal height, and paternal height. c. Adjusted for parity, smoking, working in pregnancy, caffeine intake, maternal height.

Maria Pastor-Valero, Eva Mª Navarrete-Muñoz, Jesús Vioque, Natividad Galiana, Maria Dolores ClimentFerrán Ballester, Marisa Rebagliato, Mario Murcia, Carmen Iñiguez.

Uso periconcepcional de suplementos de Ácido Fólico y retardo del crecimiento fetal en embarazadas cohorte INMA-Valencia

INTRODUCCION

METODOS

RESULTADOS

CONCLUSIONES

En la periconcepción, se recomienda tomar 0,4 mg/día de suplementos de acido fólico (s-AF) junto a una dieta rica en AF para prevenir defectos del tubo neural. Se ha sugerido que el uso de sAFen el embarazo podría disminuir el riesgo de bajo peso al nacer.

El uso suplementos de AF en dosis altas (>1 mg/día) en periconcepción duplica el riesgo de tener recién nacido PEG-p y casi quintuplica el riesgo de PEG-t, independientemente de la ingesta de AF dietética y otros factores sociodemográficos, de estilos de vida y antecedentes médicos de la madre. Aunque se atenúa, el riesgo de la s-AF parece persistir durante el embarazo. La ingesta dietética de AF previene el riesgo. Estos hallazgos deberían ser confirmados y estudiados en mayor profundidad con el resto de las cohortes INMA.

Se el uso de sAF se analizó en tres categorías: no uso (referencia), uso de sAF ≤1 mg/día y uso sAF>1mg/día. Para estudiar la asociación entre el uso de sAF y el riesgo de PEG-p y PEG-t se estimaron OR (IC95%) mediante regresión logística ajustando por variables sociodemográficas, estilos de vida (tabaco, alcohol, horas de televisión), antecedentes médicos y reproductivos de la madre, ganancia de peso en el embarazo y por ingesta dietética de AF ajustada por energía e ingesta de caloráis.

Un 30% de las mujeres tomaron sAF en la etapa periconcepcional. Las usuarias de suplementos presentaron mayor edad, un mayor nivel de estudios, mayor proporción de nuliparidad (52%), mayor planificación del embarazo y un mayor uso de ginecólogo privado que las no usuarias.

En el modelo multivariante de regresión logística ajustando por las variables mencionadas a pie de tabla 1, se observó un aumento del riesgo de PEG con el tabaco, alcohol, uso de TV, hipertensión gestacional, ganancia de peso durante la gestación y una asociación negativa con paridad, diabetes gestacional y la talla materna.

En relación al uso de s-AF se observó una asociación positiva significativa con el riego de tener un recién nacido de bajo peso o talla al nacer. Las madres usuarias de dosis mayores de 1mg/diade AF mostraron un aumento significativo del riesgo de PEG-p, OR=2.16 (1.05-4.45) y de PEG-t, OR=4.86 (1.91-12.35) que las no usuarias de suplementos, independientemente de la ingesta de AF. Las madres que usaban dosis moderadas de suplementos (≤1 mg/dia) mostraron una asociación leve que no alcanzo significación estadística PEG-p, OR=1.49 (0.83-2.69), OR-t=1.84 (0.80-4.19). Tanto para el PEG-peso como para PEG-talla se observó una tendencia lineal significativa.

Asi mismo, se observó un asociación inversa significativa entre la ingesta dietética periconcepcional de AF y el riesgo de PEG-p y PEG-t, en ambos casos con tendecia lineal significativa. A medida que aumentaba la ingesta de AF disminuía el riesgo de PEG_p, obsevándose la máxima protección en los tres quintiles superiores de ingesta (>312 mcg/día) frente al quintil inferior de referencia (<265 mcg/día). El efecto protector de la ingesta de AF resultó más evidente para PEG-p que para PEG-t.

Cuando se analizó el uso ininterrumpido de s-AF durante todo el embarazo, desde preconcepción hasta el 7º mes, los resultados fueron similares aunque los efectos se atenuaron. Las mujeres que se suplementaron desde el principio de la periconcepciónhasta el 7º mes tuvieron mayor riesgo de PEG_p y PEG_T que las que empezaron a hacerlo a partir del tercer 3, OR=2.39 (1.14-5.02) y OR=3.24 (1.19-8.80) respectivamente.

Departamento de Salud Pública, Hª Ciencia y Ginecología, Universidad Miguel Hernández; CSISP-Valencia y CIBERESP

Se estudiaron 787 embarazadas y sus recién nacidos incluidos en la cohorte INMA-Valencia. Se consideró PEG-p o PEG-t al recién nacido por debajo del percentil 10 de peso o talla según tablas estandarizadas españolas de crecimiento por edad y sexo. La ingesta de AF se midiómediante cuestionario de frecuencia alimentaría validado y el uso de suplementos de AF por preguntas adicionales. Se definió uso periconcepcional de sAF a tomar al menos 1 mes desde 3 meses antes de la concepción hasta primer mes de embarazo, y no-uso el resto.

TOTAL % PEG ORadj (IC95%)*** P-tendencia

PEG_p Suplementos

No usuario 551 52 (9.5) 1.00 Uso de sAF ≤1mg/ día 153 24 (15.8) 1.39 (0.77-2.53) Uso de sAF >1mg/ día 84 14 (16.7) 2.02 (0.97-4.18) 0.053

Quintiles ingesta AF µg/d ≤265,2 156 29 (18.7) 1.00 265 - 312 157 19 (12.1) 0.56 (0.28-1.11) 312 - 355 156 14 (9.0) 0.33 (0.16-0.72) 355 - 411 157 11 (7.0) 0.22 (0.10-0.51) ≥412 156 16 (10.3) 0.39 (0.18-0.82) 0.001

PEG_t Suplementos

No usuario 551 25 (55.6) 1.00 Uso de sAF ≤1mg/ día 153 11 (24.4) 1.78 (0.78-4.10) Uso de sAF >1mg/ día 84 9 (20.0) 4.73 (1.85-12.1) 0.002

Quintiles ingesta AF µg/d ≤265,2 156 15 (33.3) 1.00 265 - 312 157 9 (20.0) 0.56 (0.22-1.40) 312 - 355 156 8 (17.8) 0.59 (0.22-1.52) 355 - 411 157 7 (15.6) 0.43 (0.15-1.18) ≥412 156 6 (13.3) 0.38 (0.13-1.12) 0.056

Tabla I. Asociación entre uso periconcepcional de suplementos de Acido Fólico (sAF)* y riesgo de pequeño para edad gestacional para peso PEG-p** y talla PEG-t ** en la cohorte INMA- Valencia, España (2004-2006)

* Uso de suplementos de Acido Fólico (sAF) definido por la toma de al menos un mes en el periodo comprendido entre 2-3 meses antes de la concepción y el primer mes de embarazo.** Recién nacido por debajo del percentil 10 de peso o talla según tablas de Carrascosa et al., *** Odds ratios ajustadas por edad materna (≤29; 30-34; ≥35), país de origen (España, otros), educación (≤ primaria; secundaria; universidad), ingesta de energía (Kcals), tabaco (no, si), alcohol (no, si) horas de TV/día, diabetes estacional (no, si), hipertensión gestacional (no, si), ganancia de peso gestacional (Normal; baja; alta), paridad (0; ≥1), embarazo planeado (no; si), historia problemas médicos en embarazos previos (no, si); ginecólogo privado (no; si); altura materna (cm) y altura paterna (cm).

El objetivo de este estudio es analizar el efecto del uso periconcepcionalde sAF sobre el riesgo de tener un hijo pequeño para edad gestacionaltanto para peso (PEG-p), como talla (PEG-t), en un estudio de cohorte prospectivo con mujeres embarazadas de Valencia.

María-José López-Espinosa, Mario Murcia, Carmen Íñiguez, Esther Vizcaíno, Amparo Quiles, Jesús Vioque, Joan O Grimalt, Marisa Rebagliato, Ferran Ballester

Exposición a compuestos orgánicospersistentes y medidas antropométricas

al nacimiento en la cohorte INMA-Valencia

Centro Superior de Investigación en Salud Pública (CSISP), Valencia; CIBER en Epidemiología y Salud Pública (CIBERESP); Institut de Diagnosi ambiental i Estudis de l'aigua(IDAEA-CSIC), Barcelona; Universidad Miguel Hernández, Alicante; Universidad Rey Juan Carlos, Madrid

OBJETIVO

MÉTODOS

RESULTADOS

La exposición humana a ciertos compuestos organoclorados (OC) ocurre principalmente a través de la dieta. Estos compuestos son persistentes, lipofílicosy bioacumulables. Durante el embarazo, los OC almacenados en el cuerpo pueden movilizarse, pasar la placenta y provocar daños en el desarrollo físico y mental del niño. El objetivo de este trabajo es evaluar la asociación de la exposición prenatal a OC con el peso y la talla al nacer, así como con el riesgo de pequeño peso y talla para la edad gestacional (PEG_Peso y PEG_Talla, respectivamente).

La población de estudio son niños (n=499) pertenecientes a la cohorte INMA-Valencia, nacidos entre 2004-2006. Mediante cromatografía de gases con detección de captura de electrones se han analizado, en muestras de suero de cordón: pentaclorobenzeno(PeCB), hexaclorobenzeno (HCB), hexaclorociclohexanos (α-, β-, γ- y δ-HCH), DDT y sus metabolitos, y los congéneres de los policlorobifenilos(PCB) 28, 52, 101, 118, 138, 153 y 180. En el presente estudio, se han considerado aquellos con presencia ≥50% de las muestras.La frecuencia de consumo de alimentos se ha evaluado mediante cuestionarios de frecuencia alimentaria.

Nuestros datos sugieren la existencia de una relación entre la exposición prenatal a ciertos OC y peso y talla al nacer, así como con el riesgo de PEG_Peso. Dado que mejor peso y talla al nacimiento favorece el desarrollo posterior del niño, se deberían considerar posibles medidas para disminuir la exposición a este tipo de compuestos a través de la dieta, especialmente en grupos más vulnerables como mujeres embarazadas y niños pequeños.

Se han recogido, mediante cuestionario, diferentes características maternas.Las variables a estudio han sido el peso y la talla al nacimiento ajustadas

para edad gestacional en cada uno de los sexos y PEG. Se ha definido PEG a los niños cuyo peso o talla se situaba por debajo del percentil 10 de tablas poblaciones españolas. Se construyeron splines cúbicos (GAM) para explorar la forma de la relación entre las variables antropométricas y los contaminantes. La asociación entre la exposición a OC con las variables respuesta se ha analizado mediante modelos de regresión lineal o logística, ajustando por consumo de alimentos y otras covariables de interés.

Se ha encontrado un decrecimiento significativo de 64,8 (95% IC: -118,2 a -11,4) gr., 110,4 (95% IC: -211,3 a -9,5) gr. y 54,9 (95% IC: -109,3 a -0,4) gr. por cada incremento de 10 veces en los niveles de 4,4´-DDT (mediana: 0,02 ng/mL), 4,4´-DDE (mediana: 0,5 ng/mL) y β-HCH (mediana: 0,09 ng/mL), respectivamente. Mayores niveles de HCB (mediana: 0,2 ng/mL) se han asociado de forma marginalmente significativa con un descenso en el peso al nacer (β:-85,6; 95% IC: -174,1 a 3,0) y significativamente con la talla (β:-0,39; 95% IC: -0.76 a -0.01 )

Las niños con niveles en cordón de PCB 153 (mediana: 0,1 ng/mL) y ΣPCB (mediana: 0,44 ng/mL) mayores a la mediana, tenían 2,9 (95% IC: 1,4 a 6,1) y 2,1 (95% IC: 1,1 a 4,2) veces más riesgo de ser PEG_Peso. La asociación fue marginalmente significativo con HCB (OR:2,0; 95% IC:1,0 a 4,1) y PCB 138 (mediana: 0,09 ng/mL; OR:1,9; 95% IC:1 a 3,7). El riesgo de PEG_Talla no se asoció significativamente con ninguno de los OC estudiados.

Tabla 1. Concentraciones de OC en suero de cordón umbilical

LOD: Límite de detección; P: Percentil; †ng/mL

Tabla 2. Efectos de la exposición a OC sobre el peso y la talla

†Contaminantes en continuo

†Contaminantes categóricos (≥ o < mediana). Referencia: <Mediana.

OC† ≥LOD P 25 P 50 P 75 Max. 4,4´-DDT 54,0 <LOD 0,02 0,07 7,00 4,4´-DDE 99,8 0,30 0,46 0,78 26,16 HCB 92,2 0,13 0,22 0,36 4,84 β-HCH 78,2 0,02 0,09 0,15 1,37 PCB28 3,0 <LOD <LOD <LOD 2,06 PCB52 3,6 <LOD <LOD <LOD 0,57 PCB101 16,6 <LOD <LOD <LOD 0,44 PCB118 70,2 0,01 0,06 0,10 1,42 PCB138 94,8 0,03 0,09 0,12 1,60 PCB153 86,2 0,08 0,11 0,16 1,44 PCB180 91,0 0,05 0,08 0,12 1,33 ΣPCB -- 0,32 0,44 0,61 6,75

CONCLUSIONES

Tabla 2. Efectos de la exposición a OC sobre el riesgo de pequeño peso y talla para la edad gestacional

Figura 1. Asociación entre niveles de 4,4´-DDE y peso al nacer

Peso Talla OC† Beta 95% IC P Beta 95% IC P 4,4´-DDT -64,81 -118,20 a -11,41 0,017 -0,05 -0,29 a 0,19 0,7074,4´-DDE -110,36 -211,26 a -9,46 0,032 -0,12 -0,56 a 0,33 0,609HCB -85,55 -174,09 a 2,98 0,058 -0,39 -0,76 a -0,01 0,044β-HCH -54,85 -109,29 a -0,41 0,048 -0,08 0,32 a 0,16 0,498PCB 118 30,07 -53,15 a 113,29 0,478 -0,11 -0,56 a 0,33 0,604PCB 138 -3,68 -109,54 a 102,18 0,946 -0,12 -0,60 a 0,56 0,330PCB 153 -77,01 -201,42 a 47,40 0,224 -0,41 -0,91 a 0,10 0,119PCB 180 -80,68 -193,17 a 31,82 0,159 -0,27 -0,75 a 0,20 0,258ΣPCB -24,61 -196,58 a 147,36 0,779 -0,37 -1,11 a 0,37 0,320

PEG_Peso PEG_Talla OC† OR 95% IC P OR 95% IC P 4,4´-DDT 1,26 0,67 a 2,36 0,476 0,74 0,34 a 1,64 0,4624,4´-DDE 1,41 0,73 a 2,72 0,302 0,82 0,37 a 1,83 0,633HCB 2,01 0,98 a 4,11 0,055 1,06 0,45 a 2,51 0,884β-HCH 1,03 0,54 a 1,98 0,920 0,64 0,28 a 1,47 0,219PCB 118 1,09 0,58 a 2,04 0,790 1,11 0,51 a 2,43 0,791PCB 138 1,89 0,96 a 3,74 0,064 0,96 0,43 a 2,17 0,930PCB 153 2,93 1,41 a 6,10 0,004 1,11 0,48 a 2,54 0,807PCB 180 1,18 0,59 a 2,34 0,647 1,27 0,54 a 2,97 0,580ΣPCB 2,12 1,07 a 4,18 0,031 1,12 0,50 a 2,53 0,783

4,4'-DDE (ng/mL)

Effe

ct o

n st

anda

rdiz

ed b

irth

wei

ght:

estim

atio

n an

d 95

% C

I

0.05 0.1 0.2 0.4 0.8 1.6 3.2 6.4 12.8 25.6

-100

0-5

000

500

1000

Figura 2. Asociación entre niveles de HCB y talla al nacer

HCB(ng/mL)

Effe

ct o

n st

anda

rdiz

ed b

irth

leng

th: e

stim

atio

n an

d 95

% C

I

.025 0.05 0.1 0.2 0.4 0.8 1.6 3.2

-6-3

03

6

Michelle A. Mendez, Raquel Garcia-Esteban, Mònica Guxens and Jordi Sunyer

Organochlorine compounds and rapid early growth

Centre for Research in Environmental Epidemiology (CREAL), Barcelona, Spain; Municipal Institute of Medical Research (IMIM-Hospital del Mar), Barcelona, Spain; CIBER Epidemiología y Salud Pública (CIBERESP), Spain

OBJECTIVES

METHODS

RESULTS

CONCLUSIONS

This analysis suggests that elevated maternal DDE levels may be a risk factor for rapid growth in infancy, which has been established as a strong risk factor for obesity later in life. As little is known about factors that promote this early growth pattern, an understanding of the potential role of environmental obesogens is important. This finding is consistent with work by Kamaus et al. (2009), which reported an association between maternal DDE, but not PCBs, and obesity in adult offspring. Previous analyses using data from INMA-Menorca, however, found associations only for another OC (HCB). Further research is needed to determine whether associations are causal, and to better understand which compounds, individually or in combination, may contribute to obesity risk in humans.

Mean maternal levels of organochlorine compounds (OCs) were not significantly different among rapid vs average/slow growers. However, among normal weight mothers, there was a significant difference in the prevalence of rapid growth among children in the lowest (19.2%) vs. higher (33.0%, 34.4% and 39.8%) quartiles of maternal DDE. In multivariate models predicting odds of rapid growth, there was a significant interaction

between maternal overweight and maternal DDE quartile. While maternal DDE was not significantly associated with rapid growth in overweight or obese mothers, there was a strong and significant association among normal weight mothers. Changing the referent group to average (tertile 2) vs average/slow growers strengthened these associations (not shown). Other contaminants were not meaningfully associated with rapid growth.

Abbreviations: Polchlorinated biphenyls (PCBs); hexachlorobenzene(HCB), beta-hexachlorohexane (b-HCH), DDT [2,2-bis(p-chlorophenyl)-1,1,1-trichloroethane], and DDE [2,2-bis(p-chlorophenyl)-1,1-dichloro-ethylene.

It has been hypothesized that environmental obesogens, chemicals with endocrine disrupting properties, may influence controls over adipogenesis, perhaps by acting as PPARγ agonists or estrogen antagonists. However, there is limited empirical data, particularly in humans, on relationships between these chemicals and obesity. Rapid growth in the first months of life has been established as a strong risk factor for long-term risk of obesity, although little is known about the factors that promote faster growth in infancy. This paper explores relationships between several organochlorine compounds and rapid early growth.

Data come from the Spanish INMA (Environment and Childhood)-Sabadell birth cohort, in which 657 women were recruited during the 1st trimester of pregnancy. Information on weight changes during the first 6 months was abstracted from clinical records, using the visit closest to age 6 mos/exact age at this visit to estimate average daily weight gain during this period. Rapid growth was defined as the top tertile of average weight gain/day. Multivariable logistic regression was used to evaluate the odds of rapid vs

average/slow growth associated with levels of several contaminants measured in maternal serum collected in the first trimester (DDE, DDT, PCBs, bHCH and HCB), adjusted for serum lipids. Interactions with maternal overweight status were examined a priori. As compounds were more highly concentrated in immigrant women, results were confirmed among women from Spain only.

Table 1. Characteristics of children with rapid vs non-rapid growth. INMA-Sabadell cohort.

Table 2. Associations between maternal serumDDE and rapid growth in the first six months

Cristina Rodríguez Dehli, Isolina Riaño Galán, Adonina Tardon García.

El recién nacido de bajo peso para su edad gestacional y su evolución

Unidad de Endocrinología Pediátrica, Servicio de Pediatría, Hospital San Agustín, Avilés Asturias; Departamento de Medicina Preventiva, Facultad de Medicina, Universidad de Oviedo

JUSTIFICACIÓN DEL ESTUDIO

DISEÑO DEL PROYECTO

Los recién nacidos pequeños para su edad gestacional (RN PEG) tienen, entre otras repercusiones, un mayor riesgo de síndrome metabólico en la edad adulta, apoyando la hipótesis de Barker sobre el origen fetal de las enfermedades del adulto. Esta programación fetal tienen un efecto transgeneracional, pudiendo manifestarse en la siguiente generación filial.

Tienen un origen multifactorial, en el que se incluye la dieta materna y los disruptores endocrinos. Así mismo, la alimentación postnatal también influye en su evolución, ya que sus alteraciones posteriores son más frecuentes en aquellos que presentan una recuperación exagerada en su crecimiento postnatal. Esto es debido a que, aunque no sean obesos, tienen una alteración de la composición corporal con aumento de la grasa visceral. Se sugiere que una conexión entre las respuestas adaptativas fetales y el síndrome metabólico en la edad adulta es la resistencia a la insulina.

Por otra parte, se ha demostrado que algunos cambios fenotípicos producidos por esta respuesta adaptativa pueden ser reversibles.

Objetivos:- Principal:

- Evaluar si la disrupción endocrina influye en los RN PEG y su evolución.- Secundarios:

- Valorar las variables que pueden afectar por disrupción endocrina a los RN PEG: - PCBs- Dieta materna

- Detectar los factores que influyen en la evolución de los PEG.- Valorar posibles marcadores clínico biológicos evolutivos de los PEG.

Muestra: - Cohorte de Asturias

Principales datos a analizar:1. Antecedentes familiares :

- Madre: edad, peso, talla, peso al nacimiento, enfermedades- Padre: edad, peso, talla, peso al nacimiento, enfermedades

2. Gestación:- Edad gestacional, orden, múltiple, patología, ganancia ponderal materna- Semana 12:

- CFA 1: pescado y marisco (items 24-33), verduras (items 34-45), frutas (items 47-55).- Biomarcadores: Carotenoides, Acidos grasos, PCBs

- Semana 32: - CFA 2: pescado y marisco (items 24-33), verduras (items 34-45), frutas (items 47-55).

3. Parto: - Biomarcadores:

- En suero de cordón: PCBs- En meconio: PCBs- En leche materna: Leptina

4. Recién nacido:- Sexo- Somatometría: peso, longitud, perímetro cefálico.- Defectos congénitos- Infecciones- Otros

5. Alimentación bebé: lactancia materna exclusiva (Tº), lactancia mixta (Tº), lactancia artificial6. 4 años: Antropometría: peso, talla, perímetro cefálico, perímetro de cintura, perímetro de cadera, pliegues

cutáneos (tricipital, subescapular)

Martine Vrijheid, David Martinez, Mariona Bustamante, Joan Forns, Mònica Guxens, Jordi Julvez, Muriel Ferrer, Xavier Estivill, Jordi Sunyer

Exposure to Gas Cooking and Neurodevelopment at 14 Months –

Replication of the Menorca Findings?

Center for Research in Environmental Epidemiology (CREAL), Barcelona; Municipal Institute of Medical Research (IMIM-Hospital del Mar), Barcelona; CIBER Epidemiología y Salud Pública (CIBERESP); Genes and Disease Program, Centre for Genomic Regulation (CRG), Barcelona; Sant Fèlix Primary Health Center, Sabadell; Pompeu FabraUniversity, Barcelona, Spain

OBJECTIVE

METHODS

RESULTS

CONCLUSIONSThis study suggests an early neurodevelopmental effect of gas cooking exposure and supports the findings of one previous study. Given the common use of gas cookers, any small effect could have large public health implications. Larger studies are needed to confirm suspicions of a GSTP1-mediated oxidative stress mechanism.

Gas cookers were present in 61% of homes. The presence of a gas cooker was associated with a decrease in the mental development index of 3.10 points (95%CI -5.51, -0.70) independent of social class, education, maternal IQ and other potential confounders.

There was no association with the psychomotor index (β=0.18; 95%CI -2.33, 2.69). The negative effect of gas cooking on neurodevelopment was greatest in a small group of children (N=39) homozygous for the Val105 allele, but tests for interaction were not statistically significant.

Concerns are emerging for neurodevelopmental effects of exposure to air pollutants during pregnancy or early life. Gas cookers are a main source of indoor air pollutants, in particular NO2. A recent study in Menorca was the first to associate exposure to gas appliances and indoor NO2 with adverse neurodevelopmental outcomes and replication is required. We examined the relationship between use of gas cookers and neurodevelopment at month 14, and assessed potential modification of this relationship by the Ile105Val polymorphism in the detoxification gene glutathione-S-transferase P1 (GSTP1) .

In the Spanish INMA-Sabadell birth cohort, 657 women were recruited at 1st trimester of pregnancy. Information about maternal education level, social class, diet and many other factors were obtained by questionnaire. At 14 months, children were assessed for mental and psychomotor development with the Bayley Scales of Infant Development. Mothers completed assessments for mental health, mother-child attachment, and maternal IQ. Third trimester questionnaires collected information about the

presence of gas cookers at home. Cord blood was genotyped for the coding variant Ile105Val in GSTP1. Linear regression models always included age of the child, gender and psychologist. A second model included also maternal social class, education and IQ. Further covariates were retained only if they modified the coefficient for gas cooking by more than 5%. Analyses were based on 557 children with complete information on presence of gas cookers and Bayley Scales assessment.

Table 1: Characteristics of children, mothers against presence of gas cooker in the home – Sabadell cohort, Spain 2004-2006 (N=557) Gas cooker P-value Yes (N=340) No (N=217) Child’s characteristics Female sex (%) 47.6 49.3 0.70 Preterm birth (<37 weeks) (%) 3.2 2.8 0.75 Birthweight (g) (mean (SD)) 3250 (430) 3247 (405) 0.96 Breasfeeding (weeks) (mean (SD)) 23.5 (18.6) 24.0 (19.0) 0.80 Nursery attendance - yes (%) 67.3 71.9 0.26 Cord-blood Mercury (μg/l) (mean (SD)) (N=408) 9.51 (9.6) 9.31 (8.9) 0.89

Mother’s characteristics Social class (%)

Professionals, managers, technicians, associate professionals 22.7 23.0Other non-manual 44.7 47.0Skilled, semi and unskilled manual 20.9 20.3Unclassifiable: housewife, unemployed 11.8 9.7 0.87

Education (%) Primary or first 4 years of secondary school 26.3 26.4 High school 43.8 40.7 University 29.9 32.9 0.72

IQ (mean (SD)) 98.3 (19.8) 101.8 (23.0) 0.03 Attachment score (mean (SD)) 58.1 (5.5) 58.7 (4.8) 0.31 Mental health score (mean (SD)) 10.3 (4.3) 9.9 (4.1) 0.18 Country of birth (%)

Spain 86.9 94.4Latin America 10.4 3.7Other 2.7 1.9 0.03

Age - years (%) >=35 24.8 18.9>=30 to 35 41.6 42.9>=25 to 30 26.5 36.4<25 7.1 1.8 0.004

Parity >= 1 previous pregnancy (%) 47.3 36.9 0.01 Marital status – married or stable relationship (%) 98.5 97.2 0.29 Smoking during pregnancy – yes (%) 32.5 27.1 0.18 Smoking in the house by partner – yes (%) 39.5 42.1 0.54 Alcohol consumption during pregnancy – yes (%) 22.5 19.1 0.34 Fish consumption (g/day) (%)

<28 5.6 5.6>=28 to 56 20.9 17.6>=56 to 83 23.3 28.2>=83 to 116 23.0 25.9>=116 26.8 22.7

0.49 Outdoor NO2 concentration (mean (SD)) 36.9 (8.8) 35.2 (9.8) 0.01

Housing conditions Age of the house >= 15 years (%) 61.2 43.5 <0.001 Type of house – flat (%) 88.5 85.2 0.26 Number of people live at home > 2 (%) 53.2 36.4 <0.001 Number of people per room >=0.6 (%) 62.7 49.5 0.002 Use of extractor fan – always (%) 67.7 80.7 0.001 Ventilation of house > 2 hours in spring-autumn 90.9 80.9 0.001 Ventilation of house >0.5 hour in winter – yes (%) 58.5 59.5 0.83

Table 2: Mental and psychomotor development index in relation to gas cooking during pregnancy.

§: Reference category is no gas cookera: Model 1: sex, age (centered, in days), psychologistb: Model 2: sex, age, psychologist, maternal social class, education, IQc: Model 3: sex, age, psychologist, maternal social class, education, IQ, maternal age, maternal country of origin, age of the house

Table 3: Mental and psychomotor development index in relation to gas cooking during pregnancy, by GSTP1 Ile105Val genotype of the child. Only children with Spanish and white parents (N=356)

N Mental Index Psychomotor Index Child’s GSTP1 Ile105Val genotype β§ 95% CI

β 95% CI

Model 3 Ile/Ile 158 -4.68 -8.81 -0.54 -1.97 -6.60 2.66 Ile/Val 159 -2.47 -7.30 2.36 1.50 -3.58 6.57 Val/Val 39 -6.78 -18.88 5.32 -5.93 -17.04 5.19

Interaction Val/Val vs. Ile/_ p=0.31 p=0.26

Regression coefficient for effect of

gas cooker§ β 95% CI p-value Mental Index Model 1a -3.44 -5.80 -1.09 0.004Model 2b -3.33 -5.68 -0.99 0.005Model 3c -3.10 -5.51 -0.70 0.01Gas cooker and extractor fan:

always (N=224) -2.69 -5.30 -0.09 0.04sometimes/never (N=107) -3.65 -6.91 -0.38 0.03

Psychomotor Index Model 1a 0.35 -2.07 2.77 0.78Model 2b 0.18 -2.25 2.62 0.88Model 3c 0.18 -2.33 2.69 0.90Gas cooker and extractor fan:

always (N=224) 0.84 -1.87 3.55 0.54sometimes/never (N=107) -1.66 -5.06 1.75 0.34

CONCLUSIONS

Martine Vrijheid, David Martinez, Joan Forns, Mònica Guxens, Jordi Julvez, Muriel Ferrer, Jordi Sunyer

Prenatal Exposure to Cell Phone Use and Neurodevelopment at 14 Months

Center for Research in Environmental Epidemiology (CREAL), Barcelona; Municipal Institute of Medical Research (IMIM-Hospital del Mar), Barcelona; CIBER Epidemiología y Salud Pública (CIBERESP); Sant Fèlix Primary Health Center, Sabadell; Pompeu Fabra University, Barcelona, Spain

OBJECTIVE

METHODS

RESULTS

Recently, an association between prenatal – and, to a lesser extent, postnatal – exposure to cell phones and behavioral problems in children aged 7 years was observed in the Danish National Birth Cohort. As any prenatal exposure to radio- or extremely low frequency (RF or ELF) fields from cell phones used near the head is extremely low, it is thought to be unlikely that a direct biological effect is responsible for these findings. Reporting errors in outcome and/or exposure (both were reported by the parents at age 7 of the child) or unmeasured confounding factors could have biased results, and the authors cautioned against a causal interpretation. Adverse neurobehavioral effects of cell phone use, if true, would have important public health implications given the ubiquity of the exposure and common occurrence of the outcome. We examined the relationship between the use of cell phones during pregnancy and neurodevelopment of the child

In the Spanish INMA-Sabadell birth cohort, 657 women were recruited at 1st trimester of pregnancy. Information about maternal education level, social class, diet and many other factors were obtained by questionnaire. At 14 months, children were assessed for mental and psychomotor development with the Bayley Scales of Infant Development. Mothers were assessed for mental health, mother-child attachment, and maternal IQ.

These findings lend little support to the hypothesis of an adverse effect of prenatal cell phone use on early neurodevelopment. Prenatal exposures to the brain of the fetus are probably extremely low, many magnitudes lower than direct exposure to the head of the user. Thus, a direct biological effect is unlikely. Nevertheless, indirect mechanisms, such as a recently proposed effect on melatonin secretion, may warrant further exploration. Most importantly, effects of postnatal cell phone use will need to be monitored closely, because of the rapidly increasing use of cell phones in ever younger children, the higher exposures received by the child’s brain compared to the adult brain, and the vulnerability of the developing central nervous system over a long period of time into adolescence. Prospective child cohort studies can and should play a major role in this.

Mothers completed questions about cell phone use (“do you use a cell phone”, and “how many calls do you make or receive each day”) in thirdtrimester questionnaires. Analyses were based on 530 children with information on cell phone use and Bayley Scales assessment.

Only 11% of mothers reported not using a cell phone, 31% reported making or receiving one call per day, 45% between two and four calls, and 13% five or more calls. Cell phone use was not related to the child’s sex, birth weight, prematurity, weeks of breastfeeding, nursery attendance or cord blood mercury concentration. Social class and maternal age were strongly related to cell phone use with non-manual social classes and younger age groups reporting more calls. Cell phone use was also related to smoking status, with higher active and passive smoking levels in those who made more calls. Scores on the Bayley mental scale were somewhat higher in cell phone users compared to non-users, but part of this difference disappeared after adjustment for confounding variables in Model 2. There were no differences between the categories of users and no evidence for a trend with level of use (P for trend=0.48). Psychomotor scores tended to be lower in users compared to non-users and the largest decrease was seen in the heaviest users (-5.58 points, 95%CI= -10.7 to -0.48, Model 2). Differences between the user categories were small (Table 1) and there was no evidence of a trend with level of use (P for trend=0.54).

Average number of cell phone calls per day

0

(N=61)1

(N=162) 2 to 4

(N=239) 5 or more

(N=68)Child’s characteristics Female sex (%) 44.3 48.8 51.5 39.7Gestational age>=37 weeks – yes (%) 98.4 96.9 97.1 97.1Birth weight (g) – mean (SD) 3342 (404) 3206 (422) 3247 (416) 3216 (438)Birth height (cm) – mean (SD) 49.8 (1.8) 49.2 (1.9) 49.4 (1.9) 49.5 (2.0)Breastfeeding (weeks) – mean (SD) 21.9 (18.3) 22.4 (18.3) 24.1 (18.4) 25.7 (20.4)Cord-blood mercury concentration –mean (SD) (N=389) 9.0 (9.0) 9.5 (6.8) 9.6 (11.8) 9.1 (6.0)Nursery attendance – yes (%) 67.2 67.5 72.4 57.8

Mother’s characterist ics Social class (%)

Professionals, managers, technicians 11.5 24.1 24.3 23.5Other non-manual 44.2 48.1 43.1 54.4Skilled, semi and unskilled manual 24.6 17.3 22.6 13.3Unclassifiable: housewife, unemployed 19.7 10.5 10.0 8.8

Education (%) Primary or first 4 years of secondary school 30 23.6 25.6 29.4 High school 51.7 41.6 42.9 38.2 University 18.3 34.8 31.5 32.4

IQ – mean (SD) 97.0 (15.0) 100.6 (15.7) 100.5 (15.1) 98.1 (14.1) Country of birth (%) Spain 90.0 90.6 91.5 86.6 Latin America 6.7 5.6 7.6 8.9 Other 3.3 3.8 0.9 4.5Age – years (%)

>=35 36.7 21.0 22.6 11.8>=30 to 35 36.7 42.6 40.6 47.1>=25 to 30 25.0 34.6 30.5 29.4<25 1.6 1.9 6.3 11.8

Parity >= 1 previous pregnancy (%) 55.7 35.8 45.6 35.3Smoking in pregnancy – yes (%) 25.4 17.4 37.0 44.1Smoking in the house – yes (%) 36.1 26.7 46.4 57.3Alcohol during pregnancy – yes (%) 26.7 19.1 21.4 19.1

Bayley Scales of Infant Development Mental Score - regression coefficient (95% CI)

Model 1a ref 2.90 (-1.25, 7.05)

2.76 (-1.21, 6.72)

3.44 (-1.43, 8.31)

Model 2 b ref 1.56 (-2.64, 5.76)

1.98 (-2.05, 6.01)

2.79 (-2.22, 7.81)

Model 2 b – 1 call as reference category ref 0.47 (-2.31, 3.26)

1.49 (-2.50, 5.48)

Psychomotor Score - regression coefficient (95% CI) Model 1a ref -2.91

(-7.10, 1.28) -1.87

(-5.87, 2.13) -4.24

(-9.16, 0.68)Model 2 b ref -3.48

(-7.76, 0.79) -2.82

(-6.93, 1.28) -5.58

(-10.69, -0.48)Model 2 b – 1 call as reference category ref 0.71

(-2.25, 3.67) -2.03

(-6.27, 2.22)

Table 1: Characteristics of Children and Mothers, and Neurodevelopment Scores by Number of Cell Phone Calls Per Day (N=530)

a Model 1: adjusted for age of the child in days, sex of the child, psychologist.b Model 2: adjusted for variables in Model 1 and maternal socioeconomic status, education, IQ, smoking during the pregnancy, andsmoking in the home.

Carmen Freire, Rosa Ramos, María-José López-Espinosa, Jose-Manuel Molina-Molina, Remedios Prada, Marieta Fernández, Nicolás Olea

Association of exposure to environmental pollutants and cognitive development in 4-yr-old

children from the INMA-Granada cohort

Laboratory of Medical Investigations, San Cecilio University Hospital, University of Granada; CIBER de Epidemiología y Salud Pública (CIBERESP), Granada, Spain.

The Spanish INMA (Environment and Childhood)-Granada population-based birth cohort was followed up from the age of 4 yrs for one year. A standardized version of the McCarthy Scales of Children’s Abilities (MSCA) was used to assess children’s motor and cognitive abilities at this age.

1. Air pollution from traffic has been associated with cardiorespiratory diseases in children and adults, but there is little information on its potential neurotoxic effects. This study first aimed to investigate the association between exposure to NO2, as a marker of traffic-related air pollution, and cognitive development in children from the INMA-Granada cohort.

2. The main source of human exposure to mercury is the consumption of fish contaminated with methylmercury, which may adversely affect early neurodevelopment. This study assessed mercury levels in hair of preschoolers from the INMA-Granada cohort, in Southern Spain, where fish consumption is elevated, with the aim of investigating the influence of their fish intake and other factors on mercury exposure, and evaluating their association with cognitive development.

1. NO2 exposure was predicted by means of land use regression models. Complete data for analyses were gathered on 210 children.

2. Total mercury (T-Hg) levels were determined in children’s hair, and daily fish intake was assessed by a food frequency questionnaire. Complete data were gathered on 72 children.

Exposure to traffic-related air pollutionA negative effect of NO2 was found across all MSCA sub-scales, despite low predicted NO2 exposure levels (5-36 μg/m3). Children exposed to higher NO2 (>24.75 μg/m3) showed a decrease of 4.19 points in the general cognitive score and decreases of 6.71, 7.37 and 8.61 points in quantitative, working memory and gross motor areas, respectively.

Mercury exposure and fish intakeMean concentration of T-Hg in hair was 0.96 µg/g (95% confidence interval= 0.76; 1.20 µg/g). T-Hg levels were associated with higher frequency of oily fish consumption, place of residence, maternal age, and passive smoking. After adjustment for fish intake, T-Hg levels >1 µg/gwere associated with decrements in the general cognitive (-6.6 points), verbal (-7.5 points), and memory (-8.4 points) MSCA scores.

Tabla 2. …

Table 2. Association of fish intake with child neurodevelopment outcomes at age of 4 yrs in 72 children from the INMA-Granada cohort, 2000-2006¥

Psychological Total hair Hg (µg/g)† ≥1 µg/g hair Hg‡outcomes β 95% CI β 95% CI

General cognitive

T-Hg -2.85 -6.69; 0.99 -6.60 -13.04; -0.15** Oily fish 1.02 -6.39; 8.42 1.55 -5.76; 8.85

Canned fish 7.98 0.28; 15.68** 7.68 0.16; 15.20** White fish -3.32 -11.09; 4.46 -3.60 -11.23; 4.03 Fried fish -4.70 -12.34; 2.94 -5.07 -12.51; 2.37

Quantitative

T-Hg -0.65 -4.96; 3.66 -2.76 -10.10; 4.57 Oily fish 0.65 -7.67; 8.96 0.93 -7.38; 9.24

Canned fish 2.36 -6.28; 11.00 2.36 -6.20; 10.91 White fish -5.54 -14.27; 3.18 -5.83 -14.52; 2.85 Fried fish 4.13 -4.45; 12.70 4.12 -4.35; 12.58

Memory

T-Hg -2.79 -7.36; 1.77 -8.40 -15.96; -0.83** Oily fish 1.97 -6.84; 10.78 2.74 -5.84; 11.31

Canned fish 4.55 -4.61; 13.71 4.35 -4.47; 13.17 White fish -1.83 -11.08; 7.42 -2.45 -11.40; 6.50 Fried fish -4.15 -13.23; 4.94 -4.40 -13.13; 4.33

Verbal

T-Hg -2.72 -7.21; 1.77 -7.50 -14.99; -0.02** Oily fish 4.20 -4.46; 12.86 4.86 -3.64; 13.36

Canned fish 7.95 -1.05; 16.95* 7.72 -1.02; 16.47* White fish -2.36 -11.45; 6.73 -2.84 -11.72; 6.03 Fried fish -8.02 -16.95; 0.91* -8.31 -16.96; 0.34**

Perceptual-performance

T-Hg -2.62 -7.20; 1.97 -3.91 -11.77; 3.95 Oily fish -3.53 -12.37; 5.32 -3.32 -12.23; 5.60


Motor

T-Hg -2.41 -6.86; 2.04 -4.16 -11.76; 3.45 Oily fish 0.47 -8.11; 9.06 0.74 -7.89; 9.36


¥Simultaneous adjusted effect of total hair Hg levels (T-Hg) and frequency of consumption of different types of fish (≥1 serving/week), controlling for school term of evaluation, psychologist, place of residence, maternal age, parity, and mother's educational level and occupational status. †Each row is a different multivariate model with total hair Hg levels on log-transformed scale. ‡Each row is a different multivariate model with total hair Hg levels as dichotomous variable (<1, ≥1 µg/g) *p≤0.1; **p≤0.05; ***p≤0.001; CI: confidence interval.

1. Although results were not statistically significant, the associations found between exposure to NO2 and cognitive functions suggest that traffic-related air pollution may have an adverse effect on neurodevelopment, especially early in life, even at low exposurelevels.

2. Higher mercury exposure in children from this Mediterranean areawas associated with cognitive development delay. Studies on the putative benefits of fish intake during early development shouldconsider mercury exposure from different fish species.

Multivariate analyses were performed to evaluate the relation between exposure to NO2 and MSCA outcomes, adjusting for socio-demographic, physical, and psychological confounders, and to evaluate the influence of mercury exposure and fish intake on MSCA outcomes.

Table 1. Fully-adjusted associations of the different cognitive sub-areas of McCarthy Scales with exposure to NO2 (µg/m3) for the INMA-Granada cohort, 2000-2006§

Psychological outcomes†

Exposure to NO2 (µg/m3)

15.40 – 24.75 > 24.75 β 95% CI p β 95% CI p

Perceptual-

performance 0.45 -9.17; 10.06 0.93 -2.17 -12.76; 8.41 0.69

Verbal -0.25 -9.53; 9.03 0.96 -3.09 -13.31; 7.13 0.55

Quantitative -4.16 -14.33; 6.02 0.42 -6.71 -17.91; 4.49 0.24

Memory -2.28 -11.95; 7.38 0.64 -5.52 -16.18; 5.13 0.31

Motor -3.36 -13.04; 6.31 0.49 -5.30 -15.96; 5.36 0.33

Executive function -1.93 -10.99; 7.13 0.67 -4.93 -14.90; 5.05 0.33

Memory span -0.10 -9.61; 9.41 0.98 -3.46 -13.93; 7.01 0.51

Verbal memory -0.36 -10.61; 9.90 0.95 -2.71 -14.02; 8.59 0.64

Working memory -5.72 -16.26; 4.83 0.29 -7.37 -18.98; 4.24 0.21

Gross motor -8.30 -17.69; 1.09 0.08 -8.61 -18.96; 1.74 0.10

Fine motor 3.28 -6.83; 13.40 0.52 0.91 -10.22; 12.05 0.87 §Each row is a different fully-adjusted model taking as reference group “children exposed to NO2 less than 15.40 µg/m3” CI: confidence interval. †Mean score for psychological outcomes is 100, with a standard deviation of 15. A higher score indicates a better performance.

OBJECTIVES

METHODS

RESULTS

CONCLUSIONS

-10

-50

5M

enta

l dev

elop

men

t sco

re

0 10 20 30BTEX exposure at 3rd trimester

Mònica Guxens, Inmaculada Aguilera, Raquel Garcia-Esteban, Jordi Julvez, Joan Forns, Martine Vrijheid, Jordi Sunyer

GIS-based exposure to traffic-related air pollution during pregnancy and

neurodevelopment at 14 months

Centre for Research in Environmental Epidemiology (CREAL), Barcelona, Spain; Municipal Institute of Medical Research (IMIM-Hospital del Mar), Barcelona, Spain; CIBER Epidemiología y Salud Pública (CIBERESP), Spain; Universitat Pompeu Fabra, Barcelona, Spain.

OBJECTIVE

METHODS

RESULTS

CONCLUSIONS

We did not find an effect of exposure to NO2 and BTEX during pregnancy in children’s neurodevelopment at 14 months. This lack of significant findings at early age suggests that prenatal exposure to outdoor air pollution could have an undetectable effect when general cognition is starting to be conformed.

Air pollution effects on children’s neurodevelopment have recently been assessed. However, these studies are based on small samples. Our study aims to assess the effects of traffic-related air pollution exposure during pregnancy in children’s neurodevelopment at 14 months.

In the Spanish INMA (Environment and Childhood)-Sabadell birth cohort, 657 women were recruited at 1st trimester of pregnancy. NO2 and BTEX (benzene, toluene, ethylbenzene, m,p-xylene and o-xylene) were measured at 57 sampling sites with passive samplers between April 2005 and March 2006. Land-use regression (LUR) models were developed for each pollutant using geographic data as predictor variables and then applied topredict outdoor air pollution levels at each cohort address.

LUR estimates were temporally-adjusted using daily levels of NO2 measured at a fixed monitor. For 520 pregnant women we obtained 9-month average exposures as well as trimester specific exposures for each pollutant. Information on parental socio-demographic characteristics, occupational history, and life-style was obtained by questionnaire. At 14 months, mental and psychomotor development with Bayley Scales of Infant Development was assessed. Multivariable linear regression models were performed.

Exposure during pregnancy ranged from 17.6 to 66.7µg/m3 for NO2 and from 3.0 to 29.5µg/m3 for BTEX (Table 1). Among the different periods of exposure of NO2 and BTEX, only exposure of NO2 during the 3rd trimester of pregnancy showed a weakness negative association with mental development score, although not statistically significant (β=-0.24, 95% Confidence Interval: -1.49, 0.97 for each increase in 10µg/m3 of NO2 and BTEX) (Figure 1).

Figure 1. Adjusted association between NO2 and BTEX exposure during pregnancy and at 3rd trimester and mental development score (General Additive Models)

Table 1. Distribution of 9-month and trimesters exposures to NO2 and BTEX

-10

-50

510

Men

tal d

evel

opm

ent s

core

20 30 40 50 60 70NO2 exposure during pregnancy

-10

-50

510

Men

tal d

evel

opm

ent s

core

0 20 40 60 80NO2 exposure at 3rd trimester

-10

-50

5M

enta

l dev

elop

men

t sco

re

5 10 15 20 25 30BTEX exposure during pregnancy

Adjusted for psychologist, child’s age, sex and observation, maternal education, social class, and age, maternal consumption of fish during pregnancy, gas cooking at home and season of conception

Mar Álvarez-Pedrerol, Jordi Julvez, Joan Forns, Mònica Guxens, Mercedes Espada, and Jordi Sunyer

High TSH levels in healthy preganant women are related to a decrease in motor development of

their children at 14 months of age

Centre for Research in Environmental Epidemiology (CREAL), Barcelona, Spain; Municipal Institute of Medical Research (IMIM-Hospital del Mar), Barcelona, Spain; CIBER Epidemiología y Salud Pública (CIBERESP), Spain; Dept. Laboratorio Normativo de Salud Pública, Departamento de Sanidad Gobierno Vasco, Bilbao, Spain; Universitat Pompeu Fabra, Barcelona, Spaon.

Michelle A. Mendez, Nerea Lertxundi, Mònica Guxens, Jordi Julvez, Joan Forns, Raquel Garcia-Esteban, Muriel Ferrer, Silvia Folchs, Anna Sànchez, Maribel López, Nuria Pey and Jordi Sunyer

Maternal seafood consumption and neurodevelopment at 14 months in a

prospective Spanish cohort: The INMA study

Centre for Research in Environmental Epidemiology (CREAL), Barcelona, Spain; Municipal Institute of Medical Research (IMIM-Hospital del Mar), Barcelona, Spain; CIBER Epidemiología y Salud Pública (CIBERESP), Spain; Universidad del País Vasco

OBJECTIVE

METHODS

RESULTS

CONCLUSIONS

Maternal seafood consumption during pregnancy may be beneficial for child neurodevelopment, perhaps via mechanisms involving docosahexanoic acid (DHA), found at high concentrations in certain types of seafood, most abundantly in fatty fish. However, at high intakes, seafood may increase exposure to potentially neurotoxic contaminants. Few studies have sufficient data on women at high intakes to adequately explore these effects. We recently found beneficial effects of maternal fish intakes up to three times per week on child development at 4y, but lower test scores among the small number exposed to higher levels, as well as adverse effects of shellfish and cephalopods, perhaps as a result of contaminant exposure with limited intakes of the beneficial fatty acids. Our goal is to use data from another sample with high intakes of fish and other seafood to further examine these relationships.

Preliminary analysis was conducted using data from the Spanish INMA (Environment and Childhood)-Sabadell birth cohort. 657 women were recruited at 1st trimester of pregnancy. At 14 months, mental development was assessed in 561 children using the Bayley Scales of Infant Development. Maternal fish and other seafood intakes were assessed using a food frequency questionnaire (FFQ) administered in the 1st and

These preliminary results suggest that maternal intakes of both lean and fatty fish are associated with neurodevelopment at 14 months, although excessive intakes of fatty—but not lean—fish appeared to adversely influence child performance. Adjusting for PCBS slightly strengthened the positive associations, particularly with moderate intakes of fatty fish; additionally adjusting for cord blood mercury or other contaminants had little effect. Other types of seafood were not meaningfully associated with test scores (not shown), and no meaningful associations were observed with psychomotor scores (not shown). Further analysis in additional INMA cohorts is needed to better understand these relationships.

3rd trimesters. Information on covariates including breastfeeding, maternal education and social class, and parity were obtained by questionnaire. Maternal organochlorine levels were measured in the 1st trimester, and mercury was measured in cord blood. Multivariable linear regression was used to assess associations between different types of seafood and test scores in full-term infants, adjusting for covariates.

Mean intakes of white fish (1st and 3rd trimester) were linearly and positively associated with test scores after multivariate adjustment (Table 2). Additionally adjusting for maternal PCB levels slightly strengthened this association; adjustment for cord blood mercury had no effect (not shown). Associations with fatty fish were non-linear. Compared to non-consumers, children whose mothers had intermediate intakes (7-18g/day) of fatty fish

also had significantly higher scores. However, children with mothers in the highest category of intake had lower test scores than those of non-consumers (differences NS). Trimester of intake appeared to influence associations particularly for fatty fish, as positive associations for moderate consumption were observed only for intakes in early pregnancy (Figure 1).

Table 1. Sample characteristics by level of maternal fish intake, INMA-Sabadell.

Referent groups (Q1) = non-consumers.

Table 2. Associations between maternal fish consumptionthroughout pregnancy and child mental development scores: Results fom multivariable linear regression models.

Lertxundi, N; Lertxundi A; Guxens M; Júlvez J; Vrijheid M; Ibarluzea JM; Sunyer J

Influencia de la exposición a organocloradosen el neurodesarrollo a los 14 meses de edad

Universidad del País Vasco; Subdirección de Salud Pública de Gipuzkoa; CIBER Epidemiologia y Salud Pública; Centre de Recerca en Epidemiologia Ambiental, Barcelona ; Municipal Institute of Medical Research (IMIM-Hospital del Mar), Barcelona; UniversitatPompeu Fabra, Barcelona

OBJETIVO

MÉTODOS

RESULTADOS

CONCLUSIONES

Se han observado evidencias de la influencia de la exposición a los organoclorados analizados en el neurodesarrollo de los niños a los 14 meses de edad en la cohorte de Sabadell. Recalcar por lo tanto el papel que desempeñan estos tóxicos en el neurodesarrollo a una edad tan temprana.

Table 1. Asociación entre diferentes niveles de exposición a organoclorados (ng/g lip) y puntuaciones de Bayley (DIRM y DIRP)

Existe evidencia científica sobre el efecto nocivo de algunas substancias químicas en el sistema nervioso. Los neurotóxicos más estudiados en la literatura son los metales y los organoclorados. El objetivo de este estudio es evaluar el papel de la exposición a organoclorados (pp-DDE, β-HCH, HCB y suma PCBs) en el primer trimestre de embarazo en el neurodesarrollo de los niños de la cohorte de madres-niños INMA-Sabadell, a los 14 meses de edad.

El nivel de biomarcadores organoclorados fue determinado en muestras de suero obtenidas de 561 mujeres en su primer trimestre de embarazo (las mujeres extranjeras fueron excluidas para evitar posibles sesgos en la estimación). El grado de neurodesarrollo de los niños se midió a través de la Escala Infantil de Desarrollo Bayley (escala mental directa, DIRM, y escala psicomotriz directa, DIRP). Se recabó información tanto

Se construyeron cuatro modelos para DIRM y otros cuatro para DIRP, uno para cada contaminante. En general, los coeficientes de exposición mostraron una relación inversa entre los contaminantes y la puntuación de DIRM y DIRP, siendo el coeficiente significativo en la puntuación de DIRM (p-valor<0.05) en los grupos más expuestos a pp-DDE (β: -1.396 error estándar: 0.64), PCBs (β: -1.36(0.66)) y HCB (β:-1.46 (0.65)); y en la puntuación de DIRP en los grupos más expuestos a β-HCH, (β: -0.678 (0.30)) y HCB, (β: -0.854 (0.30)).

Figure 1. Funciones de densidad de DIRM y DIRPS entre los grupos más y menos expuestos a:

Tabla 2. Análisis descriptivo de los niveles de organocloradosdel primer trimestre de embarazo (N=484)

de la madre como del niño a los 14 meses a partir de diferentes cuestionarios, tests y biomarcadores.Las variables dependientes “DIRM y DIRP” se ajustaron mediante un modelo multivariante por aquellas variables que resultaron significativas en el análisis univariante (DIRM ajustado por nivel de estudios de la madre, evaluador, sexo y edad del niño; DIRP ajustado por clase social de la madre, edad del niño y embarazo pre-término).

El porcentaje de muestras por encima del límite de detección fue elevado: pp-DDE en el 99.8% de las muestras, β-HCH 93%, PCBs85% y HCB en el 97.2%. La variable de exposición se ajustó por lípidos y se introdujo en el modelo multivariante como variable cuantitativa distribuida en cuartiles (pp-DDE: <70, 70-111.15, 111.15-167, >167; β-HCH: <22.3,22.3-32.6,32.6-48,>48; PCBs: <55.4; 55.4-77.49; 77.49-112.13, >112.13; HCB: <26.6, 26.6-43.7, 43.7-69.6, >69.6 ng/g lipido).

>LD (%) Media Geométrica [IC95%] Min MaxppDDEng/g lipid 0.2 114,13[107.39:121.52] 7.70 1704.22HCBng/g lipid 2.8 42.82[45.53:40.19] 5.64 292.96βHCHng/g lipid 7.1 30.09[32,04:34,07] 4.38 497.56PCB153ng/g lipid 2.6 34.55[33.00:36,15] 5.35 154.86PCB180ng/g lipid 10.5 22.782[21.58:24.04] 3.93 119.73PCB138ng/g lipid 16.5 17.964[17.04:18.92] 5.01 79.77

DIRM1 DIPS2

ppDDE (ng/g lip) N

Referencia 121 114.4 50.1770-111.15 121 -0.91 (0.64) -0.13 (0.29)111.15-167 121 0.03 (0.64) -0.48 (0.29)>167 121 -1.39 (0.64)** -0.38 (0.29)

β-HCH (ng/g lip)

Referencia 121 114.02 50.2622.3-32.6 121 0.53 (0.64) -0.30 (0.29)32.6-48 121 -0.07(0.64) -0.67 (0.29)**>48 121 -0.64 (0.64) -0.33 (0.29)

HCB (ng/g lip)

Referencia 121 114.11 50.2526.6-43.7 121 -0.01 (0.63) -0.21 (0.29)43.7-69.6 121 0.30 (0.64) -0.85 (0.29)***>69.6 121 -0.46 (0.64)** -0.52 (0.29)*

PCB (ng/g lip)

Referencia 121 114.4 50.0755.4-77.49 121 -0.58 (0.64) -0.16 (0.29)77.49-112.13 121 -0.23 (0.64) -0.22 (0.30)>112.12 121 -1.26 (0.65)** -0.18 (0.30)1Ajustado por edad, evaluador, nivel educativo de la madre y sexo2Ajustado por edad, clase social y recién nacido pretérmino (<37 sg)***<0.001;**<0.05; *<0.01

1.a) ppDDE

1.b) β-HCH

Los más expuestosLos menos expuestos

Los más expuestosLos menos expuestos

SecondaryUniversity

IIIIV-V

Unclassificable

SecondaryUniversity

IIIIV-V

Unclassificable

GENDER, female

MATERNAL ORIGIN, inmigrants

PATERNAL ORIGIN, inmigrants

FormerCurrent

31 - 34> 34

APGAR 1 min, non-optimal

SMALL FOR GESTATIONAL AGE

BIRTH WEIGHT, <2500 gr

PRETERM

12 o +

2-16 weeks16-24 weeks

>24 weeks

NURSERY ATTENDANCE

MATERNAL EDUCATION

MATERNAL SOCIAL CLASS

PATERNAL EDUCATION

PATERNAL SOCIAL CLASS

SMOKE DURING PREGNANCY

MATERNAL AGE

SIBLINGS AT BIRTH

PREDOMINANT BREASTFEEDING

-15 -10 -5 0 5 10 -15 -10 -5 0 5 10MENTAL PSYCHOMOTOR

Forns, J., Garcia-Esteban, R., Júlvez, J., Vriheid, M., Guxens, M., Ferrer, M., Sunyer, J.

Relation between maternal cognitive and psychological profile and child

neurodevelopment at 14 months

Centre for Research in Environmental Epidemiology (CREAL), Barcelona, Spain; Municipal Institute of Medical Research (IMIM-Hospital del Mar), Barcelona, Spain; CIBER Epidemiología y Salud Pública (CIBERESP), Spain; Dept. Nutrition and Food Science, Faculty of Pharmacy, University of Barcelona, Spain; Laboratorio Normativo de Salud Pública, Departamento de Sanidad Gobierno Vasco, Bilbao, Spain

OBJECTIVE

METHODS

RESULTS

CONCLUSIONESWe observed a relationship between Maternal IQ and Child Mental Development, but when maternal education and social class were taken into account, this association disappeared. Mothers with better scores in IQ test had highest educational level and social class. Probably these mothers provide theirsons an environment in which all conditions are more suitable for child’s development. No association was found between maternal mental health andattachment, probably because our sample is from general (non-clinical) population. The psychomotor development, probably, is less dependent of the social environment (maternal profile) than the mental development.

There are several kinds of environmental exposures, among them, social environment factors which can disrupt the optimal course of neurodevelopment. Previous research has found that maternal intelligence quotient is related to better scores in neurodevelopment. Moreover, maternal depression is related to several problems in child development. The aim of this study is to assess the relation between the maternal cognitive and psychological profile and neurodevelopment of the child at 14 months

In the Spanish INMA (Environment and Childhood)-Sabadell birth cohort, 657 women were recruited at 1st trimester of pregnancy. At 14 months, neurodevelopment was assessed in 561 children, by two psychologists using the Bayley Scales of Infant Development (BSID). Maternal IQ was assessed using Factor G of Cattell and Cattell and maternal mental health and attachment by two self-reported questionnaires (GHQ-12 and CodonQuestionnaire). Information about socioeconomic characteristics of parents and breastfeeding were obtained by questionnaire and anthropometric measures of children though clinical records from birth. Multivariate linear regression analysis were performed.

Bivariate analysis were performed to detect possible confounders. Mental Scale of Bayleyis related to maternal education and social class, paternal education, gender, maternal age, maternal origin and duration of predominant breastfeeding. Psychomotor scale is related to born at preterm, apgarscore at 1 minute and maternal age (figure 1).Only Maternal IQ in non-adjusted models was associated with child Mental Scale. No relation observed between maternal mental health and attachment and Mental Scale. Maternal Education and Social Class were strongly associated with cognitive development of the children (Table I). No relationship was observed between Psychomotor Scale and maternal profile (Table I). Only preterm birth, apgar scores and maternal age were significantly associated with psychomotor development at 14 months (Figure 1).

Figure 1. Bivariate associations (coef IC95%) between outcomes and covariates of interest:

Table I. Multivariate associations (coef and SE) between BSID and maternal profile:

Coef (S.E.) p>t Coef. (S.E.) p>t Coef (S.E.) p>t Coef (S.E.) p>t

Maternal IQ (continous) 0.11 (0.04) 0.009 0.05 (0.37) 0.715 0.01 (0.04) 0.881 0.02 (0.04) 0.707Maternal IQ (Ref IQ<=94)

94-107 3.23 (1.47) 0.029 1.54 (1.59) 0.332 -0.11 (1.53) 0.943 0.42 (1.53) 0.784>107 4.47 (1.52) 0.004 2.19 (1.75) 0.21 0.83 (1.59) 0.601 1.34 (1.59) 0.401

Maternal Mental Health (continous) 0.08 (0.15) 0.567 0.18 (0.15) 0.212 -0.11 (0.15) 0.474 -0.09 (0.15) 0.526Maternal Mental Health (Ref <=8)

8 - 11 -1.06 (1.53) 0.487 -0.38 (1.51) 0.803 -2.27 (1.55) 0.143 -1.92 (1.55) 0.215>11 0.42 (1.50) 0.778 1.53 (1.50) 0.308 -1.33 (1.52) 0.382 -1.18 (1.51) 0.436

Maternal Attachment (continous) -0.01 (0.12) 0.941 0.00 (0.12) 0.998 -0.02 (0.12) 0.852 0.01 (0.12) 0.944Maternal Attachment (Ref=56,4)

56.4 - 61 -0.76 (1.53) 0.621 -1.41 (1.52) 0.352 -1.66 (1.56) 0.287 -0.68 (1.53) 0.657>61 -0.86 (1.54) 0.574 -0.78 (1.53) 0.611 -1.13 (1.56) 0.472 -0.27 (1.55) 0.862

† Adjusted by psychologist, child's age in days and quality of assessment‡ Also adjusted by maternal education, maternal social class, paternal social class, sex of the child, maternal origin, maternal age and duration of exclussive breastfeeding††Also adjusted by apgar score at 1 minute, born at preterm and maternal age* p<0.0.5

Mental scale Psychomotor ScaleCrude† Adjusted††Adjusted‡Crude†

Lertxundi, N; Lertxundi A; Mazón C.; Cardo E.; de Muga M.E.; Júlvez J; Fano E.

Influencia del nivel educativo de la madre en el desarrollo cognitivo y psicomotor a las 8 semanas, 8 y 13 meses de edad

OBJETIVO

MÉTODOS

RESULTADOS

CONCLUSIONES

La mayoría de los estudios publicados inciden en la importancia del nivel educativo de la madre en el desarrollo cognitivo del niño alrededor de los 12 meses de edad. No existe consenso respecto a dicha influencia en el plano psicomotor. El objeto del presenteestudio es analizar, de manera transversal, la relación del nivel educativo de la madre y neurodesarrollo en tres etapas del desarrollo mediante las Escalas de Desarrollo Infantil Bayley y Griffiths.

Mediante cuestionarios y test se obtuvo información de la madre y padre de variables antropométricas, sociodemográficas, estudios y nivel de inteligencia, así como información sobre lactancia, cuidado y cuidados sustitutivos del niño. El grado de neurodesarrollo de 84 niños se midió a través de la Escala Infantil de Desarrollo Bayley (escala mental directa, DIRM, y escala psicomotriz directa, DIRP) y la Escala de desarrollo

D: coordinación ojo-mano, y E: Performance) a las 8 semanas, 8 meses y 13 meses de edad. Se construyeron 8 modelos de regresión multivariante en cada uno de los cortes en el seguimiento (2 del Bayley y 5 subescalas (más una total) del Griffiths. Cada una de las variables dependientes se ajustó por las variables que resultaron significativas en el análisis univariante.

mental de Griffiths (A: locomotor, B: personal-social, C; lenguaje,

El nivel educativo de la madre influye significativamente en la esfera mental a los 13 meses de edad y no antes. Los resultados muestran que el nivel educativo no influye en el rendimiento psicomotor.

Figura 1. Estimación del DIRM en base al nivel educativo de la madre

Tabla 1. Resultados del análisis multivariante del Bayley y Griffiths en las tres visitas.

Universidad del País Vasco; Subdirección de Salud Pública de Gipuzkoa; Centro de Atención Primaria, FLix, Tarragona ; Centre de Recerca d’Epidemiologia Ambiental, Barcelona ; Instituto Municipal de Investigación Médica ,Barcelona ; CIBER Epidemiologia y Salud Pública

En el análisis multivariante la única variable que mantiene la significación (p<0.001) en las tres visitas y para cada una de las subescalas de los dos instrumentos de medida (Bayley y Griffiths) es la variable edad. En la primera visita influye también la variable sexo en la subescala A (locomotor) y D (coordinación ojo-mano). Se obtuvo un R2 ajustado para la primera evaluación entre 0.26 y 0.43.

En la segunda visita es la variable examinador la que influye en la Escala Motora del Bayley, en la subescala B (personal-social), D (coordinación ojo-mano), y en la total del Griffiths. El rango del R2

ajustado fue entre 0.26 y 0.45. En la tercera visita, es decir, en la evaluación del niño/a a los 13 meses, la variable nivel educativo de la madre influye significativamente en la Escala Mental del Bayley y en todas las subescalas del Griffiths excepto en la A (locomotor). En la última visita el R2 ajustado fue entre 0.23 y 0.41.

Figura 2. Estimación del Griffith total en base al nivel educativo de la madre

VISITA1Bayley Mental

Raw ScoreBayley Motor

Raw Score

Griffiths Raw Score (A,

Locomotor)

Griffiths Raw Score (B,

Personal-Social)

Griffiths Raw Score (C, Hearing-

Language)

Griffiths Raw Score (D-Eye-

Hand-Coordination)

Griffiths Raw Score (E-

Performance)Grif. Raw Total

ScoreR2=0.37 R2=0.31 R2=0.26 R2=0.28 R2=0.33 R2=0.36 R2=0.43 R2=0.42

Edad (días) 0.325(0.064) 0.191(0.042) 0.079(0.022) 0.113(0.027) 0.101(0.022) 0.093(0.021) 0.087(0.015) 0.495(0.089)Sexo (Hombres) 1.291(0.623) 1.584(0.587)VISITA2

R2=0.37 R2=0.45 R2=0.28 R2=0.26 R2=0.30 R2=0.39 R2=0.45Edad (días) 0.163(0.026) 0.165(0.028) 0.056(0.017) 0.068(0.014) 0.056(0.014) 0.075(0.012) 0.266(0.068)Examinador(1) 3.165(1.544) 2.052(0.941) 1.252(0.781) 6.455(3.741)Examinador(2) 10.900(4.246) 7.629(2.587) 5.992(2.147) 33.042(8.536)VISITA3

R2=0.33 R2=0.29 R2=0.23 R2=0.23 R2=0.28 R2=0.37 R2=0.38 R2=0.41Edad (días) 0.114(0.019) 0.070(0.014) 0.062(0.012) 0.046(0.010) 0.045(0.010) 0.041(0.009) 0.062(0.010) 0.264(0.039)Estudios madre(less primary) 4.599-(1.382) 2.426-(0.760) 2.452-(0.734) 2.252-(0.642) 3.446-(0.739) 12.333-(2.821)Sexo (Hombres) 1.864-(0.732)Examinador(1) 1.049-(0.943)Examinador(2) 0.275-(0.969)Examinador(3) 3.459(1.386)

Niveles de cortisol materno y neurodesarrollo a los 14 meses de edad

Universidad del País Vasco; Subdirección de Salud Pública de Gipuzkoa; CIBER Epidemiologia y Salud Pública; Centre de Recerca en Epidemiologia Ambiental, Barcelona ; Municipal Institute of Medical Research (IMIM-Hospital del Mar), Barcelona; UniversitatPompeu Fabra, Barcelona

OBJETIVO

MÉTODOS

RESULTADOS

CONCLUSIONESSe ha observado una relación positiva entre los niveles de cortisol basales de las madres y de los niños a los 14 meses de edad. Son los niños con niveles más altos de cortisol, los que presentan un mejor rendimiento en la escala mental del Bayley, lo que confirma la importancia de los glucocorticoides en el desarrollo normal del SNC. Aunque los niveles de cortisol maternos no mostraron un efecto significativo en esta escala, resulta interesante observar que los peores resultados en DIRM fueron obtenidos por los niños con más bajos niveles de cortisol pero con madres con los niveles de cortisol más altos.

Un gran número de trabajos demuestra el papel fundamental que juegan los glucocorticoides en el desarrollo del SNC. Algunos estudios señalan ya una relación entre la exposición a elevados niveles de cortisol maternos durante la gestación y un menor desarrollo cognitivo. El objetivo principal de este trabajo es analizar si los niveles basales de cortisol materno se relacionan con los niveles basales de cortisol del niño a los 14 meses de edad, y si estos muestran algún efecto en el desarrollo neurocognitivo analizado mediante la Escala de Desarrollo Infantil Bayley.

Los niveles de cortisol fueron determinados mediante ensayo inmunoenzimático (ELISA), en muestras de saliva obtenidas de 498 madres y 371 niños de la cohorte INMA-Sabadell, a los 14 meses de edad. El grado de neurodesarrollo de los niños se midió a través de la Escala Infantil de Desarrollo Bayley (escala mental directa, DIRM, y escala psicomotriz directa, DIRP).

Finalmente, se exploró la posibilidad de algún poder explicativo de los niveles basales de cortisol, tanto de la madre como del niño, en los resultados obtenidos en cada una de las escalas del Bayley. Para ello se realizó un análisis de regresión por pasos, en el que además de los niveles de cortisol se incluyeron otras variables de interés incorporadas al estudio como el vínculo afectivo y la salud mental de los padres. En ningún caso los niveles de cortisol alcanzaron a mostrar algún poder predictivo de DIRM o DIRP.

Figure 1. Relación entre los niveles de cortisol de la madre y del niño a los 14 meses de edad

Vegas, O; Lertxundi, N; Julvez, J; Forns, J; Ferrer, M; Guxens, M; Ibarluzea, J; Sunyer, J; Azpiroz, A.

Para estudiar la posible relación de los niveles de cortisol con los resultados obtenidos en la Escala Bayley, categorizamos las variables de cortisol en dos grupos: Altos Niveles de Cortisol (por encima del percentil 50) y Bajos Niveles de Cortisol (por debajo del percentil 50). Los niveles basales de cortisol en el niño mostraron un efecto significativo sobre el rendimiento obtenido en DIRM (F(1,280)=4,449; p=0.036), siendo los niños con más altos niveles de cortisol los que presentaron un mejor rendimiento. Los niveles basales de cortisol materno no mostraron un efecto estadísticamente significativo sobre el rendimiento en esta escala (Fig 2). Por otro lado, ni los niveles de cortisol del niño, ni los niveles de cortisol maternos mostraron ningún efecto en DIRP.

Las variables dependientes “DIRM y DIRP” se ajustaron mediante un modelo multivariante por aquellas variables que resultaron significativas en el análisis univariante (DIRM ajustado por nivel de estudios de la madre, evaluador, sexo y edad del niño; DIRP ajustado por clase social de la madre, edad del niño y embarazo pre-término).

Los resultados muestran una relación positiva entre los niveles de cortisol materno-filiales (r= 0.319, p<0.0001; Figura 1).

Figure 2. Niveles basales de cortisol en la madre, el niño, y su relación con el rendimiento del niño en la escala mental del Bayley.

Mònica Guxens, Michelle A. Mendez, Raquel Garcia-Esteban, Jordi Julvez, Joan Forns, Muriel Ferrer, MªCarmen López-Sabater, Martine Vrijheid, and Jordi Sunyer

Long-term breastfeeding and neurodevelopment at 14 months:

which factors could explain this relationship?

Centre for Research in Environmental Epidemiology (CREAL), Barcelona, Spain; Municipal Institute of Medical Research (IMIM-Hospital del Mar), Barcelona, Spain; CIBER Epidemiología y Salud Pública (CIBERESP), Spain; Dept. Nutrition and Food Science, Faculty of Pharmacy, University of Barcelona, Spain; …, Bilbao, Spain

OBJECTIVE

METHODS

RESULTS

CONCLUSIONSBoth the lack of any association for breastfeeding less than 6 months and the limited confounding in the effect of long breastfeeders suggest that non measured social or environmental variables may explain higher mental development among very long breastfeeders rather than breastfeeding itself. These non-measured variables seems to have an influence only on early mental development of children with mothers with low educational level.

Although breastfeeding increases organochlorine transfer to infants, it has been found to be beneficial for the neurodevelopment of the child. Several mechanisms have been proposed to explain these benefits. This study aims to assess the role of long-chain polyunsaturated fatty acids (LC-PUFAs) in colostrum, mother-child attachment, and maternal factors such as intelligence quotient (IQ), education level, and social class in the link betweenbreastfeeding and children’s neurodevelopment at 14 months.

In the Spanish INMA (Environment and Childhood)-Sabadell birth cohort, 657 women were recruited at 1st trimester of pregnancy. At 14 months, mental and psychomotor development with Bayley Scales of Infant Development was assessed in 561 children, as well as mother-to-child and father-to-child attachment (Codon questionnaire), and maternal and paternal IQ (Test G of Cattell). Predominant breastfeeding was defined as

exclusive breastfeeding in addition to infrequent feeds of water or juice (n=522). Information about maternal education level and social class were obtained by questionnaire. LC-PUFAs were measured in 352 colostrumsamples by fast gas chromatography. Multivariable linear regression models were performed.

Only very long-term predominant breastfeeding (>6 months) was associated with higher infant mental development score (3.83 points, 95% confidence interval -0.31, 7.96) (Table 2). At smaller durations there was no trend. No relationship was found with psychomotor score. Maternal education, social class, and intelligence quotient, paternal social class, country of origin, and intelligence quotient, fishconsumption during pregnancy, birthweight, gestational age, and gas cooking at home modified slightly the association between predominant breastfeeding and mental development score (variables that were statistically significant (p<0.10) and changed the coefficient of long-term predominant breastfeeding more than 5%).

Table 1. Child and parental characteristics by predominant breastfeeding categories

Table 2. Association (coefficient and 95% of Confidence Interval) betweenpredominant breastfeeding and mental development score at 14 months

Tabla 3. Differences between short and long-term breatfeedersamong children with mothers with low educational level

Mother-to-child attachment score and LC-PUFAs levels in colostrum didn’t show any effect in this relationship. This positive relationship between long-term predominant breastfeeding and mental development score was only found in mothers with secondary educational level or less.

< 2 weeks 2-16 weeks 16-24 weeks > 24 weeksn=140 n=149 n=208 n=55 p -value

CHILDSex (female), % 44,3 51,3 49,3 47,3 0,669Gestational age, weeks* 39,7 (1,5) 39,8 (1,4) 39,6 (1,4) 40,0 (1,2) 0,203Birthwieght, grams* 3273 (459) 3224 (431) 3219 (388) 3376 (384) 0,127

MOTHERSocial class, % I/II Managers & Technicians 13,6 21,8 27,4 34,6 0,049 III Skilled non-manual 47,9 49,7 43,8 34,6 IV Skilled manual 5,0 2,7 2,4 1,8 V/VI Semi-skilled/unskilled 33,6 25,9 26,4 29,1Education level, % Primary education 32,6 27,3 22,5 20,0 0,030 Secondary education 42,8 46,0 43,1 32,7 University degree 24,6 26,7 34,5 47,3Country of birth (foreign), % 9,4 7,4 11,7 10,9 0,586Age at child's birth, years* 32,2 (4,8) 31,1 (4,3) 31,5 (3,9) 32,8 (3,7) 0,035Number of siblings at birth, % .0 53,6 62,2 58,6 45,5 0,252 .1 41,4 31,8 35,7 43,6 2 o more 5,0 6,1 5,7 10,9Mother-to-child attachment* 58,4 (4,8) 57,9 (4,8) 58,4 (5,1) 58,9 (4,9) 0,165IQ mother2 96,9 814,2) 100,5 (14,4) 100,8 (15,5) 103,5 (15,4) 0,652

FATHERSocial class, % I/II Managers & Technicians 17,9 24,7 27,1 30,9 0,610 III Skilled non-manual 17,1 12,7 13,8 18,2 IV Skilled manual 30,7 28,7 26,7 21,8 V/VI Semi-skilled/unskilled 34,3 34,0 32,4 29,1Education level, % Primary education 40,2 32,9 33,2 27,3 0,539 Secondary education 40,2 45,6 43,3 41,8 University degree 19,7 21,5 23,6 30,9Country of birth (foreign), % 14,3 9,3 11,5 7,4 0,486Age at child's birth, years* 33,6 (5,2) 32,6 (4,7) 33,9 (4,6) 34,4 (4,3) 0,289

*mean (standard deviation)

Predominant breastfeeding

Rosa Ramos1, Carmen Freire1, Noemí Navea1, María Fernández1, Cristina Campoy2, Marieta Fernández1, Nicolás Olea1

Evaluación del neurodesarrollo en niños sanos nacidos a término tras suplementación con ácido

docosahexaenoico (DHA) durante la segunda mitad del embarazo

1CIBER de Epidemiología y Salud Pública (CIBERESP). Laboratorio de Investigaciones Médicas. Hospital Universitario S. Cecilio, Granada, España; 2Departamento de Pediatría. Facultad de Medicina. Hospital Universitario S. Cecilio, Granada.

OBJETIVO

MÉTODOS

Diversos estudios han relacionado la suplementación prenatal materna con DHA con efectos positivos en el neurodesarrollo de los hijos. El objetivo de este estudio es evaluar el desarrollo psicomotor, mental y neurológico en niños sanos, nacidos a término, desde los 6 meses hasta los 4 años de edad, cuyas madres fueron suplementadas con DHA durante la segunda mitad de gestación.

Se estableció un programa de intervención dietética en mujeres embarazadas (n=155) desde la semana 20 de gestación hasta el parto. Las participantes fueron aleatorizadas en cuatro grupos: (a) placebo; (b) suplementación [500 mg DHA + 150 mg EPA]/día; (c) suplementación [400 μg MTHF]/día; (d) suplementación [500 mg DHA + 150 mg EPA + 400 μg MTHF]/día. Todas las mujeres alumbraron recién nacidos a término y con un peso adecuado para la edad gestacional. El neurodesarrollo de los niños fue evaluado con las Escalas Bayley de Desarrollo Infantil (BSID) a los 6 y 20 meses, y con el test de Hempel a los 4 años de edad (desarrollo neuromotor) (Fig. 1).El BSID proporciona una puntuación directa mental (PDM) y psicomotriz (PDP) de las que se derivan un índice de desarrollo mental (IDM) y un índice de desarrollo psicomotor (IDP) cuyo valor medio es 100±16. El test de Hempel evalúa el desarrollo neuromotormediante 5 funciones motoras (motora fina, motora gruesa, postura-tono muscular, reflejos y visomotora). También proporciona una puntuación de optimización neurológica (PON) que valora la condición neurológica del niño.

El estado nutricional materno de DHA durante el embarazo parece jugar un papel importante en el desarrollo psicomotor y mental en los primeros 20 meses de vida. El desarrollo psicomotor y mental se correlaciona con el posterior desarrollo neurológico del niño a los 4 años de edad. De ahí la importancia de evaluarlo en las primeras etapas de vida para comprobar que está dentro de la normalidad con objeto de actuar ante posibles retrasos neurológicos y cognitivos.

Tabla 1. Relación entre el índice de desarrollo mental (IDM) y el índice de desarrollo psicomotor (IDP) a los 6-20 meses y las distintas funciones del test de Hempel a los 4 años de edad

Figura 1. Protocolo de evaluación de Neurodesarollo

Reclutamiento

20 semanas gestación

Parto BSID

6 meses

n=136

BSID

20 meses

n=123

Test Hempel

4 años

n=107

Funciones Hempel

Mejoras en el IDM desde 6 a 20 MesesMedia (DE)

NM M1DE M2DE p

Mejoras en el IDP desde 6 a 20 mesesMedia (DE)

NM M1DE M2DE p

MotoraGruesa

1,07(1,22) 0,70(1,03) 0,45(0,71) 0,05 1,05(1,23) 0,65(1,01) 0,42(0,59) 0,05

Postura 0,13(0,52) - 0,04(0,19) 0,24 - 0,09(0,38) 0,05(0,22) 0,51

Reflejos 1,73(1,98) 1,30(1,92) 2,25(2,76) 0,24 2,80(3,12) 1,47(2,32) 1,72(2,10) 0,14

PON 4,67(2,72) 3,41(2,76) 3,98(3,64) 0,49 4,95(4,43) 3,62(3,29) 3,82 2,86) 0,35

Figura 2. Correlación entre el índice de desarrollo psicomotor (IDP) a los 6 meses y la puntuación directa mental (PDM) a los 20 mesesRESULTADOS

Los niños con concentraciones de DHA en sangre de cordón umbilical <mediana mostraron una PDM y una PDP significativamente menor que aquellos con DHA >mediana [PDM: 71,10 (±4,70) frente a 73,30 (±3,30) p<0,003, y PDP: 28,40 (±3,10) frente a 29,60 (±2,90) p<0,029.

Aunque no se encontraron diferencias significativas en las puntuaciones del test BSID a los 6 y 20 meses entre los cuatro grupos de suplementación, los valores del IDP a los 20 meses fueron más altos en niños cuyas madres tenían concentraciones de DHA >mediana en el momento del parto [122,80 (±9,20) vs. 126,20 (±12,50); p<0,045].

El IDP a los 6 meses se correlacionó con el PDM a los 20 meses (r:0,21, p=0,022) (Figura 2).

No se encontraron diferencias significativas entre los cuatro grupos de suplementación en las puntuaciones del Hempel a los 4 años. De los 107 niños evaluados a los cuatro años de edad, sólo 4 (3,74%) fueron clasificados como no normales desde un punto de vista neurológico.

Por ultimo, se encontró una relación significativa entre los niños que presentaban una mayor evolución tanto del desarrollo psicomotor (p=0,05) como del mental (p=0,05) desde los 6 a los 20 meses y un mayor desarrollo neurológico (concretamente un mejor desarrollo motor grueso) a los 4 años (Tabla 1).

CONCLUSIONESNM: ninguna mejora; M1DE: mejora en 1 desviación estándar; M2DE: mejora en 2 desviaciones estándar ; PON: Puntuación de optimización neurológica

Mònica Guxens, Michelle A. Mendez, Jordi Julvez, Estel Plana, Joan Forns, Xavier Basagaña, Maties Torrent, and Jordi Sunyer

Cognitive function and overweight in preschool children

Centre for Research in Environmental Epidemiology (CREAL), Barcelona, Spain; Municipal Institute of Medical Research (IMIM-Hospital del Mar), Barcelona, Spain; CIBER Epidemiología y Salud Pública (CIBERESP), Spain; Àrea de Salut de Menorca, IB-SALUT, Menorca, Spain; Universitat Pompeu Fabra (UPF), Barcelona, Catalonia, Spain

OBJETIVE

METHODS

RESULTS

Table 1. Association (Odds Ratio (95% Confidence Interval)a per each Increase in 1 SD Between Cognitive Function at Age 4y and Body Mass Index Groups at Age 6y.

Childhood overweight is increasing. There is growing evidence that obesity is associated with adverse neurocognitive development. These findings are mostly based on cross-sectional studies and the direction of the association has not been elucidated. The present study examines the relationship between early cognitive function and subsequent overweight, using data from a birth cohort study. We first assess the longitudinal association between cognitive function at age 4y and weight status at age 6y, taking into account the possible influence of earlier weight status on this relationship. Next, we assess the association between cognitive function at age 4y and changes in weight status between ages 4y and 6y.

A population-based birth cohort was established in Menorca (Spain) between 1997 and 1999 (n=482). Interviewer-administered questionnaires were completed during the third trimester of pregnancy and thereon regularly until children reached the age of 6.5 years (n=421). At 4 years, infants were assessed by the McCarthy Scales of Children’s Abilities, and the California Preschool Social Competence Scale was scored by each

child’s teacher. Body mass index (BMI) was measured at 4 and 6.5 yearsof age. Information about age, education and social class of the parents, maternal smoking and diet during pregnancy, prepregnancy body mass index, gestational age, child’s sex, birth weight and height, breastfeeding, and child’s diet and physical activity at 6y. Multivariable polytomous logistic regression models were performed.

This study found that higher cognitive function at age 4y, specifically executive function and verbal skills, was associated with decrease risk of overweight at 6y. Although significant associations have been found after adjusting for a large number of potential confounders, further longitudinal studies are required to understand the mechanisms of this association, including the possible role of genetic or other common etiologic factors.

Figure 1. Association between cognitive function at age 4y and change in weight status between ages 4y and 6y.

aPolytomous logistic regression modelling. Reference group was those children with healthy weight. bAdjusted for age, school grade, and psychologist cAdjusted for variables of model 1 plus body mass index z-score at age 4y and body mass index z-score2 at age 4ydAdjusted for variables of model 2 plus child's sex, birth weight and height, gestational age, maternal smoking during pregnancy, maternal education, maternal age, prepregnancyheight and body mass index, breastfeeding, maternal smoking at child’s age 4y, number of siblings at child's age 4y, and child’s consumption of sweetened beverages, sweets, and meat at age 4y.

CONCLUSIONS

The reference group (“Healthy”) was children who maintained a healthy weight status between ages 4y and 6y; “Unhealthy” children were those who maintained an unhealthy weight status between ages 4y and 6y (were at risk of becoming overweight or were overweight); Children in “Worsened” group were those whose weight status worsened between ages 4y and 6y (shifted from healthy to at risk of overweight or overweight, or from at risk of overweight to overweight); Children in the “Improved”group were those whose weight status improved between ages 4y and 6y (shifted from overweight or at risk of overweight to healthy weight, or from overweight to at risk of overweight).Odds ratios were adjusted for age, school grade, and psychologist, body mass index z-score at age 4y, body mass index z-score2 at age 4y, child's sex, birth weight and height, gestational age, maternal smoking during pregnancy, maternal education, maternal age, prepregnancy height and body mass index, breastfeeding, maternal smoking at child’s age 4y, number of siblings at child's age 4y, and child’s consumption of sweetened beverages, sweets, and meat at age 4y.

At age 6y, the median BMI was 16.2 (range 13.5 to 27.3),. According to CDC classification, 16.7% of children at age 6y were at risk of overweight and 11.9% overweight. After multivariable adjustment for a wide range of factors, children with higher general cognition at age 4y had a lower likelihood of overweight at age 6y (Table 1). Among the different cognitive sub-areas, verbal abilities, executive function, quantitative, and memory skills maintained strong and significant associations with overweight at age 6y.

Children with higher general cognition, verbal, and executive function at age 4y had a lower likelihood of maintaining an unhealthy weight status (at risk of overweight or overweight) between ages 4y and 6y, as well as worsening their weight status over time, compared with children who maintained a healthy weight (Figure 1). In contrast, children with higher general cognitive, verbal executive function, quantitative, and memory scores had a higher likelihood of improving their weight status between both ages, compared with those who maintained a healthy weight status.

Mariona Bustamante1,2, Geòrgia Escaramís1,2, Magda Montfort1,3, Raquel Garcia-Esteban4, Rafa de Cid1, Maties Torrent5, Xavier Estivill1,2 and Jordi Sunyer4,2,6

Effect of the exposure to DDE, smoking, and folate intake during pregnancy on the

methylation levels at age 4 years in INMA Menorca

1Centre for Genomic Regulation (CRG), Spain; 2CIBER Epidemiología y Salud Pública (CIBERESP), Spain; 3Spanish National Genotyping Centre (CEGEN), Spain; 4Centre forResearch in Environmental Epidemiology (CREAL), Spain; 5Menorca Health Area, Ib-Salut, Spain ; 6Municipal Institute of Medical Research (IMIM-Hospital del Mar), Spain.

OBJECTIVES

METHODS

RESULTS

NEXT STEPS

Environmental exposure during development has an important role on the susceptibility for diseases appeared during life. One general mechanism by which prenatal and postnatal exposures could be linked to phenotypic changes later in life is the alteration of epigenetic marks such as DNA methylation. The more permanent, but not irreversible, methylation patterns are determined during early embryogenesis and continue to adjust through neonatal period. The aim of the present study is to evaluate the effect of maternal exposure to different factors during pregnancy (smoking, folate intake and DDE) on children DNA methylation pattern at age 4 years.

One hundred and forty one individuals, selected on the basis of extreme maternal exposures during pregnancy to folate intake, DDE and smoking were analyzed.Total blood DNA obtained at age 4 years was extracted using the Chemagen protocol. DNA was treated with bisulfite in order to convert non-methylated cytosines to uracies. Then, DNA methylation levels were determined using the GoldenGate Cancer panel I (Illumina). The panel

Those CpGs with methylation levels not different from the background were excluded from the analysis. The association between methylationlevels at age 4 years and maternal exposure during pregnancy (smoking, DDE and folate intake) was explored using a lineal mixed model adjusting for sex, cell percentage, gestational age as fixed effects and array as a random effect.Finally a method to detect global DNA methylation is being optimized. This

evaluates 1505 CpGs in 807 genes and for each CpG a value between 0 (no methylation) and 1 (totally methylated) is obtained. The complete bisulfite conversion was controlled including a totally methylated sample, a non methylated sample and different biological replicates.

In the present preliminary study we have explored the effect of maternal exposure to DDE, smoking and folate intake on methlylation levels at age 4 years. Although none of the CpGs was statistically significant after a 5% FDR, some positive results with a p value under 0.01 and a change in methlylation levels >0.05 were observed. A new method based on LINE-1 bisulfite sequencing is being optimized in order to estimate global DNA methylation.

method is based on the bisulfite sequencing of the 5’ region of the long interspersed nucleotide elements family 1 (LINE-1). For this, a 248 bpfragment is amplified using bisulfite converted DNA, purified, sequenced with dye terminators and analyzed with the ESME software.

The main characteristics of the children analyzed in this study are shown in Table 1. All the individuals were Caucasian and their parents were Spanish. DNA samples were analyzed in two GoldenGate arrays. In order to validate the reproducibility of the technique, biological replicates obtained from independent bisulfiteconversions were introduced in the same array or in different arrays. The intra-array concordance correlation coefficient was 0.99, while the inter-array concordance correlation coefficient was 0.98. When the same sample was analyzed in the same array, a systematic error of 0.005 was detected and this could be attributable to the success of the bisulfite conversion. For different arrays, the systematic error was 0.025. We also estimated that the total deviation index was 0.05 (90% of the CpGs showed a difference in methylation <0.05 when the same sample was compared). Because of this a minimum difference in methlyation of 0.05 was used as a threshold.

The relation between maternal exposure and methylation levels in each CpG was evaluated adjusting for array, sex, gestational age and cell percentage at age 4 years (lymphocytes, monocytes, eosinophils and basofils). None of the CpGs analyzed showed differences in methylation statistically significant after a 5% false discovery rate (FDR).

Characteristics of the childrenn %

Sex Male 70 49.6Female 71 50.4

Array 1 51 36.22 90 63.8

mean SDCell percentage Limphocytes (%) 36.596 9.446

Monocytes (%) 80.142 2.158Eosinophils (%) 4.177 3.237Basophils (%) 0.829 2.068Neutrophils (%) 50.375 10.194

Gestational age (weeks) 39.291 1.486Maternal exposure during pregnancy

n %Folate intake Nothing 49 34.8

Only folate 42 29.8Only vitamins 8 5.7Folate and vitamins 42 29.8

Smoking Never 57 40.4Former 41 29.1Current 43 30.5

mean SDDDE in cord serum blood (ng/ml) 1.895 2.461

Table 1. Characteristics of the children included in the study and their maternal exposure during pregancy

Comparison ure (as a continious variable)n 135

CpG MeanMetDif se MaxDif(2*SD) PvalETV6_E430_F -0,0157 0,0086 -0,1965 0,0018ELK1_E53_F -0,0074 0,0029 -0,0928 0,0092THY1_P20_R 0,0045 0,0016 0,0556 0,0038

KCNQ1_P546_R 0,0077 0,0031 0,0961 0,0096

Table 3. Effect of the exposure to DDE during pregnancy on methylation levels at age 4 years

Comparison Former/Never Current/Nevern 41/57 43/57

CpG MeanMetDif se MeanMetDif se PvalGRB7_E71_R -0,0269 0,0178 -0,0609 0,0183 0,0036

KCNQ1_P546_R 0,0142 0,0185 0,0543 0,0187 0,0085

Table 2. Effect of the exposure to smoking during pregnancy on methylation levels at age 4 years

Two limitations of the study are the usage of total blood DNA and the analysis of genes involved in cancer. The first problem has been solved adjusting for cell percentage. To solve the second limitation, we decided to complement the study analyzing global methylation. LINE-1 is the most common family of non-LTR retrotransposons in the human genome that comprises about 17% of the genome. To avoid their transposition they are highly methylated and the analysis of their methylation level can be used as a surrogate of global methylation. At the moment, we are optimizing the method to detect the methylationlevel in the 5’ region of these elements (Figure 1).

Figure 1. DNA sequence of the 5’ region of LINE-1. Although the fragment is amplified correctly, a double peak is detected due to the polymerase slippage after homopolymer regions.

The CpGs with differences in methylation >0.05 and p<0.01 are shown in Table 2 (for smoking) and in Table 3 (for DDE). None of the CpGs showed a change in methylation over 0.05 in relation to folate intake. However the changes on methylation caused by folate intake (p<0.01 and methylation difference >0.025) are shown in Table 4.

Table 4. Effect of the folate intake during pregnancy on methylation levels at age 4 yearsComparison Folate/Nothing Folate+Vit/Nothing Vit/Nothing

n 42/49 42/49 8/49CpG MeanMetDif se MeanMetDif se MeanMetDif se Pval

CDH11_P354_R 0,042 0,014 0,036 0,025 -0,006 0,014 0,004ASCL2_E76_R -0,001 0,011 0,037 0,019 0,004 0,011 0,001

Sunyer J, Basagaña X, González JR, Júlvez J, Guerra S, Bustamante M, de Cid R, Antó JM, Morales E, Torrent M

Atopy, neurodevelopment and commonenvironmental and genetic determinants

Centre for Research in Environmental Epidemiology (CREAL). Barcelona, Spain. Institut Municipal d'Investigació Mèdica (IMIM)-Hospital del Mar. Barcelona, Spain; CIBER Epidemiologia y Salud Publica (CIBERESP). Barcelona, Spain; Department of Experimental and Health Sciences, University of Pompeu Fabra. Barcelona, Spain; Genes andDisease Program, Centre for Genomic Regulation (CRG), Barcelona, Spain; Menorca Health Area, Ib-Salut, Menorca, Spain.

OBJETIVE

METHODS

RESULTS

CONCLUSIONS

Neurological disorders and atopy have been related in animals and humans. In a birth cohort study we observed that neuropsychological functioning was associated with atopy among pre-schoolers independently to the treatment or symptoms of the allergic diseases or to the stress caused by having lower behaviour scores. Our purpose is to asses whether the association between atopy and neurodevelopment could be accounted for socio-environmental and genetic determinants.

Children belong to the AMICS birth cohort in Menorca (n=418, 87% of the recruited). General cognition was measured with the McCarthy Scales at age 4 and atopy through specific IgE at age 4 and prick test at age 6. Children with IgE levels higher than 0.35 kU/l to any of Der p 1, Fel d 1 and mixed grassthese allergens were categorized as atopic. A total of 85 SNPsin 16 atopy and detoxification genes were genotyped (ADAM33, PHF11,

None of the environmental variables or genes explains the link between atopy and neurodevelopment. Nevertheless, pleiotropism by unmeasured oxidative exposures that could be mediated by NQ01 gene or unmeasured affective disorders like anxiety and stress management that are controlled by the NPRS1 gene appear as potential explanations.

NPS1, DPP10, SPINK5, CYP P450 (1A1, 1A2, 27B1, 2A6, 2D6), NAT1, NAT2, NQ01, GSTP1, GSTM1, GSTT1). We assessed the association between the 85 SNPs in the 16 genes and general cognition and atopyunder three genetic models dominant, recessive or additive, using multivariate linear and logistic regression models.

Atopy was present in 54 (13%) children. Among the 29 cofactors assessed, maternal social class, maternal smoking during pregnancy, being first born, breastfeeding, DDT levels at cord blood, indoor levels of NO2 (among the non-detoxifiers by GSTP1 polymorphism) and Thyroid Stimulating Hormone levels of the child were included in the final multivariate model, but the association between atopy and general cognition remained significant

(difference: -5.37 points, 95%CI: -10.35, -0.38) (Table 1). Three atopic genes and 3 detoxification genes showed an association with general cognition with a p-value< 0.01 (including NQ01 and NPRS1 at p-value<0.001 and CYP27B1 at p=0.001) (Table 2). However, adjustment for the corresponding SNP’s did not change the association between both phenotypes (Table 3).

Table 1: Multivariate association of social-environmental determinants with general cognition (difference in points and 95% confidence interval) and with atopy (odds ratio and 95% confidence interval) in 418 children, Menorca birth cohort.

Table 3: Association between atopy and general cognition at age 4, difference in points of the general cognition scoring betweenatopics and non-atopics (95% confidence interval).

General cognition Atopy Social class Professional & managerial (ref.)

Skilled -6.56 (-12.02, -1.11) 0.67 ( 0.24, 1.86) Unskilled -11.50 (-18.40, -4.61) 0.73 ( 0.22, 2.41) Housewife -9.75 (-16.01, -3.48) 0.64 ( 0.19, 2.18) Smoking at pregnancy (cigarettes) -0.75 (-1.30, -0.19) 1.00 ( 0.90, 1.10) Number of siblings at birth -2.16 (-4.52, 0.21) 0.90 ( 0.57, 1.42) Breastfeeding (months) 0.58 ( 0.03, 1.14) 0.97 ( 0.88, 1.08) DDT cord blood (log (ng/ml)) -2.35 (-4.31, -0.40) 0.91 ( 0.66, 1.26) Indoor NO2 (10 μg/m3) by GSTP1

Ile-Ile 0.66 (-2.68, 4.00) 0.91 ( 0.49, 1.69) Val-Ile/Val -3.15 (-6.11, -0.18)† 1.28 ( 0.16, 10.4)

Thyroid Stimulating Hormone (TSH) (ng/mL)

-2.48 (-5.07, 0.10) 1.18 ( 0.77, 1.81)

Atopy at 4y (IgE >0.35 IU/ml) -5.37 (-10.35, -0.38) - General cognition (5 points) - 0.91 ( 0.83, 1.00)

General cognition Atopy Model Gene- SNP Freq. Diff. (95% CI) P-value OR (95%CI) P-value CYP27B1 0.084 10.67 (4.12, 17.22) 0.0014 0.19 (0.02, 1.4) 0.0331 Co-dominant rs4646537 NPSR1 recessive rs184448 0.239 -4.83 (-9.45, -0.20 ) 0.0493 0.69 (0.33, 1.44) 0.3070 recessive rs324396 0.091 -10.71 (-17.47, -3.95) 0.0005 1.39 (0.57, 3.36) 0.4773 recessive rs324957 0.229 -5.83 (-10.53, -1.13) 0.0183 0.64 (0.30, 1.37) 0.2343 Haplotype TCC 0.534 101.5 Reference 1 GCA 0.150 -4.63 (-15.75, -6.49) 0.4151 0.77 (0.10, 6.21) 0.8103 GTA 0.305 -10.86 (-35.4, -4.98) 0.0024 1.33 (0.53, 3.37) 0.5430 NQ01 recessive rs1800566 0.065 12.59 (5.23, 19.94) 0.0008 0.77 (0.22, 2.70) 0.6791 recessive rs2917666 0.142 6.37 (1.16, 11.60) 0.0166 0.89 (0.38, 2.09) 0.7890 Haplotype CC 0.614 98.6 Reference 1 CG 0.127 3.34 (-11.71, 18.39) 0.6636 0 (0, 0) TG 0.259 12.51 (5.20, 19.83) 0.0008 0.77 (0.22, 2.69) 0.6846

† p for interaction=0.04.

Difference (95% CI) Non-adjusted -6.13 (-11.36, -0.90) Adjusted for social class

-5.75 (-10.85, -0.65)

Adjusted for social class, smoking at pregnancy, number of older siblings, duration by exclusive breastfeeding, DDT cord blood, indoor NO2 by GSTP, and Thyroid Stimulating Hormone

-5.37 (-10.35, -0.38)

Adjusted for social class, and CYP27B1 (rs4646537), PHF11 (rs7332573) and haplotypes from DPP10, GPR154, NAT2, NQ01,

-5.35 (-10.41, -0.09)

Table 2: Association between genes and general cognition (difference in points and 95% confidence interval (CI)) and atopy(odds ratio (OR) and 95%CI).

José-Manuel Molina-Molina, María-José López-Espinosa, José-María Sáenz, María Fernández, Juan-Pedro Arrebola, Esperanza Amaya, Marieta Fernández, and Nicolás Olea

Assessment of the Total Effective Xenoestrogen Burden (TEXB) in human placentas from two

INMA´s Cohorts

Laboratorio of Medical Investigations, San Cecilio University Hospital, University of Granada, Granada, Spain; Environmental Medicine, Biomedical Research Center (CIBM), CIBER Epidemiología y Salud Pública (CIBERESP), Granada, Spain

OBJECTIVES

METHODS

RESULTS

CONCLUSIONS

Epidemiological studies on the association between endocrine disruptors (EDs) and adverse health effects should not only focus in the identification and quantification of chemical residues in exposed individuals but also should consider the combined effect of these compounds. The development of exposure biomarkers based on hormonal activity provide a more accurate assessment of EDs exposure. The detailed analysis of human samples could, in addition, identify chemicals responsible for hormonal/anti-hormonal activity. The E-Screen assay, developed to measure estrogenic activity using cell proliferation as the end point, is one of the most sensitive and reproducible assays for estrogenicity. We have addressed this issue in two INMA´s cohorts (Granada, Valencia).

We have developed and standardized a biomarker of combined (anti)estrogenic effect in human placentas from two INMA´s Cohorts, based on the extraction and separation by HPLC of two fractions, followed by assessing their estrogenicity in MCF-7 breast cancer cell-based E-Screen. Because additive, synergistic or antagonistic mechanisms may account for the final effect observed in α and β fractions, the approach proposed in this work is more appropriate for exposure assessment in epidemiological studies than the determination of individual chemicals in placenta samples.

Table 1. The total effective xenoestrogen burden (TEXB) in placenta samples from two INMA´s Cohorts.

Placenta samplesRandomly selected placentas collected at delivery from two INMA´s cohorts (Granada, Valencia) were examined and weighed (n=305 and 100, respectively). Placentas were cut in two half, one of them mechanically homogenized and distributed in aliquots. These samples were immediately coded, frozen and stored −86 °C until processed.

Sample extraction and HPLC procedureExtensive separation of xenoestrogens from endogenous hormones was made in placenta samples by HPLC. Two fractions containing lipophilic xenoestrogens (α-fraction) and endogenous hormones (β-fraction) were obtained. Total lipid content was quantified gravimetrically.

TEXB assessmentBoth fractions (α and β fractions) were tested in the E-Screen bioassay for estrogenicity at dilutions 1:1, 1:5, and 1:10. Each sample was assayed in triplicate with a negative (vehicle) and positive (estradiol) control in each plate. The proliferative effect of α, and β fractions was referred to the maximal effect obtained with estradiol, transformed into estradiol equivalent (Eeq) units by reading in the dose–response curve. TEXB was expressed both as Eeq units per gram of placenta and per gram of lipid.

Figure 1. Dose-proliferative response curve for estradiol in MCF-7 cells.

Cells were incubated for 144 h at 37°C in the presence of estradiol at the indicated concentrations. The proliferativeeffect (PE) was calculated as the ratio between the highest cell yield obtained with 100 pM of estradiol and the proliferation of hormone-free control cells. 1 fmol estradiol/well (LOD) was determined as the lowest detectable estrogen amount in this assay.

TEXB-α concentrations were positive (≥LOD) in 67.99 and 84.00% of placenta samples from Granada and Valencia, respectively. TEXB-β concentrations were positive in 84.60 and 85.00%, respectively. However the means of TEXB-β concentrations was higher in placenta samples from Granada (1737.47 vs. 453.58 pM Eeq/glipid).

INMA-Granada(n=305)

INMA-Valencia(n=100)

TEXB-α TEXB-β TEXB-α TEXB-β(Eeq pM/

g placenta)(Eeq pM/g lipid)

(Eeq pM/g placenta)

(Eeq pM/g lipid)

(Eeq pM/g placenta)

(Eeq pM/g lipid)

(Eeq pM/g placenta)

(Eeq pM/g lipid)

Mean 6.00 254.45 33.00 1737.47 6.30 384.84 6.82 453.58

SD 28.30 1071.93 88.88 4407.39 14.91 1421.20 15.55 1635.47Median 0.27 14.66 3.00 10.61 1.41 55.07 1.61 67.60Minimum 0.64 0.12 0.06 0.12 0.00 0.00 0.00 0.00Maximum 444.23 14016.27 912.40 38511.43 60.62 12984.02 60.15 14426.68≥LOD (%) 67.90 67.90 84.60 84.60 84.00 84.00 85.00 85.00Percentile 25 0.12 0.12 0.32 15.74 0.19 9.19 0.24 9.44Percentile 50 0.27 14.66 3.00 100.61 1.41 55.07 1.61 67.60Percentile 75 2.53 114.34 18.80 1079.38 3.45 189.50 3.90 184.23

Jordi Sunyer, Raquel Garcia-Esteban, Alvarez M, Mònica Guxens, Fernando Goñi , Mikel Basterrechea

Dichlorodiphenyldichloroethylene (DDE) and low respiratory tract infections early in life in a

new unexposed birth cohort

Centre for Research in Environmental Epidemiology (CREAL), Barcelona, Spain; Municipal Institute of Medical Research (IMIM-Hospital del Mar), Barcelona, Spain; CIBER Epidemiología y Salud Pública (CIBERESP), Spain; ….

OBJETIVE

METHODS

RESULTS

CONCLUSIONS

The immunological suppression observed in experimental studies with DDE could explain the association observed with LRTI early, independently of PCBs and other OCs. This could be restricted to the very early life time window.

Early life exposure to DDE was associated with childhood asthma in the birth cohort of Menorca, Spain (Sunyer at al 2005; Sunyer et al 2006). Our aim is to study in a new birth cohort starting in the year 2004 the association of pre-natal levels of DDE with early onset wheezing and LRTI. In addition we aim to single out the association from that of other common organochlorinated compounds found in human tissues such as PCBs and HCB.

Pregnant women were recruited during the first trimester of pregnancy and their offspring in Sabadell (Catalonia) (n=657) attheir first routine antenatal care visit in the central health centre occurring at week 12 of pregnancy from July 2004 to July 2006. Among them, only those women who had a serum sample available from blood collected at the first trimester visit for

organochlorine analyses were included, resulting in 599 (91%) subjects with offspring data at the 6 months visit and 551 (84%)followed up to the 14 month of age. OCs (HCB, b-HCH, p,p’-DDT, p,p’-DDE, and PCB congeners 28, 118, 138, 153 and 180) in the mothers during the first trimester of pregnancy were analysed in serum.

Around 20% of the babies had wheezed the first half year of life and around 30% did so between the months 6 and 14 of life (Table 2). The reporting of LRTI was of a similar size, mostly due to bronchitis.DDE was quantifiable in all the mothers sera and showed the highest values, followed by HCB. Among the PCBs, the congener 153 is the most common (Table 1).Maternal levels of organochlorines, CRP, Total IgE, social class, smoking, parity, origin, age at delivery, sex of the child and breastfeeding were related to wheezing and LRTI. DDE was the only organochlorine that showed a statistically significant adjusted association with either wheezing or LRTI. In particular, there was a significant association with wheezing and LRTI occurring during the first 6 months of life and also occurring both at 6 and 14 months (Table 3). The association of DDE with wheezing became non-significant after adjusting for PCB levels, but not the association with LRTI at 6 months of age (whatever of the two definitions) and at 6 and 14 months together.

Table 2. Frequency of respiratory diseases

Table 1. Organochlorine levels at first trimestre of pregnancy

Tabla 3. Uni and Two-pollutant models

Isabelle Romieu, Maties Torrent, Raquel Garcia-Esteban, Mònica Guxens, Mercedes Espada, Josep M. Antó, and Jordi Sunyer

Maternal Vitamin D status during pregnancy and atopy and asthma in infancy

Centre for Research in Environmental Epidemiology (CREAL), Barcelona, Spain; Municipal Institute of Medical Research (IMIM-Hospital del Mar), Barcelona, Spain; CIBER Epidemiología y Salud Pública (CIBERESP), Spain; Laboratorio Normativo de Salud Pública, Departamento de Sanidad Gobierno Vasco, Bilbao, Spain; Universitat Pompeu Fabra, Barcelona, Spaon.

OBJETIVE

METHODS

RESULTS

CONCLUSIONS

In our population with high levels of vitamin D status, maternal vitamin D levels was related to lower risk of wheeze and atopy in the first years among children of non atopic mothers. However this protective effect was not present in older children.

Maternal intake of vitamin D during pregnancy has been suggested to affect the risk of atopy and asthma in childhood. However controversy persists. The objective of this study was to evaluate the association of vitamin D status during pregnancy and the occurrence of atopy and asthma in children

A prospective cohort of 313 mother-child pair was followed to evaluate the association between early pregnancy vitamin D plasma levels and the incidence of wheezing, low respiratory

illness and atopy in children up to the age of 6.5years using binomial regression.

The mean maternal 25(OH) vitamin D3 (vitamin D) plasma level was 180.6 nmol/L ( SD 57.8) . Only 17.5% of the mother had vitamin D under 125 nmol/L. Among children of non atopic mother (n= 186) the risk of wheeze and LRI at 1 year and wheeze and atopy at 4 years decreased with higher maternal vitamin D. When comparing levels equal or under 125 nmol/l to levels over

175 nmol/L the relative risk (RR) of wheeze and LRI at 1 year were 2.36 (95% CI 1.02-5.47) and 1.47 (95% CI 0.90-2.39) respectively; at 4 years the risk of wheeze was 3.50 (95%CI 0.95-12.93) and the risk of atopy based on Ig-E was 2.43 (95% CI 0.81-7.27) (Table 1). However at 6.5 years, the RR of wheeze or atopy defined by skin prick test was not associated with vitamin D.

Table 1. Association of wheeze and atopy in children with serum vitamin D during pregnancy among non atopic mothers

Eva María Navarrete-Muñoz, Nati Galiana, María Dolores Climent, Manoli García de la Hera, Jesús Vioque, Ferrán Ballester, Marisa Rebagliato, Mario Murcia, R Ramón por el estudio INMA-Valencia

Ingesta dietética y cumplimiento de recomendaciones en mujeres embarazadas de la Cohorte INMA-Valencia

Departamento de Salud Pública, Historia de la Ciencia y Ginecología Universidad Miguel Hernández; CSISP-Valencia; y CIBERESP

OBJETIVO

MÉTODOS

RESULTADOS

CONCLUSIONES

Las embarazadas presentan una ingesta energética suficiente de acuerdo a las recomendaciones dietéticas. Contrariamente a lo esperado y lo recomendado se observó una menor ingesta energética en el segundo periodo de embarazo. Cuando se consideró solo la dieta, una elevada proporción de mujeres incumplía la IDR para nutrientes claves en embarazo como el acido fólico, así como para algunas guías como la ingesta de 5 frutas-verduras al día, aunque el amplio uso de suplementos podría compensar en parte esas deficiencias.

Describir la ingesta de nutrientes y alimentos de interés y que pueden influir en el resultado del embarazo en mujeres de la Cohorte INMA-Valencia, y analizar su evolución en el embarazo respecto a las recomendaciones dietéticas vigentes en España

Se evaluó la dieta de las 782 embarazadas de la cohorte INMA-Valencia que dieron su consentimiento informado mediante un cuestionario de frecuencia alimentaria en dos periodos, periconcepcional hasta la semana 12 (P1) y desde la semana 12 a la 32 (P2).

Se estimó la ingesta media diaria de nutrientes y grupos de alimentos comparando ambos periodos y el cumplimiento de las ingestas dietéticas recomendadas (IDR) y algunos objetivos nutricionales para embarazadas en España.

La ingesta media diaria de energía en el P1 fue de 2293 kcals/día y en el P2 fue un 4% menor, 2199 kcals/d (p<0.001), siendo las ingestas recomendadas para embarazadas españolas de 2300 y 2550 respectivamente. Se observaron diferencias en la ingesta energética por nivel de estudios (menor ingesta en universitarias). El aporte energético de proteínas, hidratos de carbono y grasas fue del 17.7, 44.3 y 37.9% respectivamente, similar en ambos periodos. Un 65.7%, en el P1, y un 59.3%, en el P2, de mujeres superaron el 35% de ingesta energética a partir de las grasas. Un 16.4% de las gestantes declaró hacer algún tipo de dieta entre ambos periodos de embarazo, fundamentalmente paracontrolar peso y colesterol. El % de embarazadas que no alcanzó las IDR para folato, vitamina C y E, hierro, calcio y yodo fue 84.0 11.0, 65.2, 31.3, 11.5 y 10.9 en el P1, y algo superior en el P2.Se observó una buena correlación entre las ingestas de nutrientes entre ambos periodos estudiados lo que puede indicar una cierta reproducibilidad indirecta del instrumento de medición de la dieta (CFA).

Alrededor de un 60% de las embarazadas no consumían las 5 raciones de frutas-verduras al día en ambos periodos, siendo el consumo menor en las de menor edad (<30 años). Alrededor del 99% de embarazadas no llegaban a consumir de 2-3 raciones/día de pescado en ambos periodos.El % de uso de Suplementos de Fólico alcanzó su máximo en el mes 3 con un 91,5%, mientras que el % de Suplementación con Multivitáminico y Hierro aumento a lo largo de todo el embarazo, alcanzando el 79.7 y 52.6 % de suplementación en el mes 7 de embarazo.

Tabla1. Comparativo entre la ingesta energética y nutricional entre el primer y tercer trimestre de embarazo de la cohorte INMA-Valencia, 2004-2006

* p-valor del t-test para muestras relacionadas para la comparación Semana 12 y Semana 32

Primer Trimestre de Embarazo

Tercer Trimestre de Embarazo

Media (SD) Media (SD) p-valor r

Energía (Kcals) 2334.8 (600.1) 2240.5 (642.0) <0.001 0.591

Proteínas (g) 102.2 (25.4) 98.3 (26.6) <0.001 0.536

Hidratos de carbono (g) 259.8 (81.3) 251.9 (85.8) 0.005 0.569

Grasas (g) 98.3 (29.1) 93.0 (30.5) <0.001 0.501

Alcohol(g) 0.4 (1.4) 0.4 (1.4) 0.756 0.462

Calcio (mg) 1274.4 (425.7) 1299.9 (444.4) 0.110 0.476

Hierro (mg) 21.3 (5.8) 20.1 (6.1) <0.001 0.510

Yodo (µg) 219.6 (86.2) 222.9 (81.4) 0.184 0.645

Folato (µg) 301.5 (99.1) 295.1 (106.7) 0.085 0.483

Vitamina B12 (mg) 9.8 (5.6) 9.6 (5.5) 0.444 0.408

Vitamina C (mg) 143.9 (83.6) 143.4 (87.0) 0.893 0.359

Vitamina E (mg) 11.3 (4.0) 10.8 (4.5) 0.002 0.406

Vitamina D(µg) 4.7 (2.4) 5.2 (2.5) <0.001 0.538

Magnesio (mg) 386.1 (105.0) 382.2 (106.9) 0.266 0.566

Cinc (mg) 27.6 (7.1) 25.8 (6.7) <0.001 0.513

Tabla2.Comparativo del consumo de alimentos entre el Primer y Tercer Trimestre de Embarazo de la cohorte INMA-Valencia, 2004-2006

* p-valor del t-test para muestras relacionadas para la comparación Semana 12 y 32

Semana 12 Embarazo

Media (SD)

Semana 32 de Embarazo Media( SD)

p-valor

Derivados Lácteos (g/día) 468.9 (245.4) 518.6 (261.3) <0.001

Huevos (g) 20.0 (10.2) 20.5 (10.9) 0.215

Carnes Blancas (g/día) 33.0 (17.9) 31.5 (23.0) 0.086

Carnes Rojas (g/día) 59.7 (32.5) 53.7 (28.5) <0.001

Embutidos (g/día) 41.8 (32.65) 39.1 (33.4) 0.063

Pescados (g/día) 63.9 (37.3) 61.5 (38.1) 0.085

Verduras (g/día) 213.7 (120.1) 212.5 (125.6) 0.791

Frutas (g/día) 289.7 (201.9) 316.5 (214.7) 0.003

Frutas y verduras (g/día) 503.4 (258.5) 529.0 (279.5) 0.015

Frutos Secos (g/día) 5.7 (11.3) 4.4 (6.9) 0.002

Legumbres (g/día) 30.9 (24.7) 28.6 (23.1) 0.012

Cereales y Pastas (g/día) 118.7 (50.9) 114.2 (48.2) 0.017

Patatas (g/día) 59.5 (37.8) 54.4 (36.2) <0.001

Pan (g/día) 102.1 (72.4) 86.2 (64.8) <0.001

Dulces (g/día) 52.5 (43.6) 53.8 (48.0) 0.463

Bebidas sin alcohol (g/día) 1610.6 (500.5) 1611.1 (546.5) 0.984

Infusiones y café (g/día) 168.6 (188.2) 185.0 (200.8) 0.020

Bebidas alcohólicas (g/día) 11.5 (31.8) 17.3 (39.4) <0.001

Aceite de Oliva (g/día) 0.6 (1.8) 0.5 (1.4) 0.606

Otros aceites (g/día) 21.5 (12.8) 19.5 (13.6) 0.001

Platos preparados (g/día) 82.3 (60.0) 70.3 (51.1) <0.001 Condimentos(g/día) 0.2 (0.4) 0.2 (0.3) <0.001

Eva María Navarrete-Muñoz, Jesús Vioque, Daniel Gimenez, M Dolores Climent, Manuela García de la Hera, Ferran Ballester, Marisa Rebagliato, Mario Murcia y Rosa Ramón

Reproducibilidad y validez de la ingesta de Ácido Fólico (AF) medida por cuestionario de frecuencia alimentaria (CFA) y su concentración sérica en embarazo

Departamento de Salud Pública, Historia de la Ciencia y Ginecología Universidad Miguel Hernández; CSISP-Valencia; y CIBERESP

OBJETIVO

MÉTODOS

RESULTADOS

CONCLUSIONES

El CFA es un instrumento adecuado para medir ingesta de AF en embarazadas ya que muestra una aceptable reproducibilidad y validez que se ve notablemente mejorada cuando se tiene en cuenta el aporte debido al uso de suplementos

Tabla 2. Coeficientes de correlación de Spearman (validez) entre la ingesta de AF (CFA semana 12?) con la concentración AF sérico. Embarazadas cohorte INMA-Valencia 2004-2006

Evaluar la reproducibilidad y validez de la ingesta de AF estimada por CFA en mujeres embarazadas del Estudio INMA-Valencia mediante su comparación CFA-CFA (reproducibilidad) y CFA con la concentración plasmática de AF (validez o calibración bioquímica).

Se estudiaron 711 mujeres de la cohorte INMA-Valencia que entre 2003 y 2005 dieron su consentimiento informado, respondieron a un CFA sobre su dieta en dos momentos de su embarazo (periconcepcional y segundo-tercer trimestres) y dieron muestra sanguínea para la determinación de AF sérico.

Se recogió información del uso de suplementos de AF y se estimaron ingestas de AF (Dieta+suplementos) ajustadas por calorías totales. Se calcularon coeficientes de correlación de reproducibilidad entre el CFA semanas 12 y 32 (CFA1 vs CFA2), y de validez entre la ingesta dietética de AF y su concentración sérica (CFA-AFs)

La ingesta dietética media de AF desde los 2-3 meses antes de la concepción hasta el primer trimestre de embarazo fue de 297 mcg/día (DE, 76.5), y al considerarse suplementos ascendió a 1608 mcg/día (DE 2381). La concentración media sérica de AF fue de 81.3 nmol/L (DE 212). El coeficiente de correlación de Spearman (r) entre ingesta de AF medida en el primer y segundo periodo (reproducibilidad) fue significativo, r=0.457(p<0.001), siendo mayor cuando el análisis se restringió a las mujeres que no usaron suplementos (n=36), r=0.535 (p<0.001). El 69.8% de las participantes fueron clasificadas en el mismo quintil o quintil adyacente de ingesta por ambos CFAs

La correlación entre AF sérico e ingesta AF procedente solo de dieta (validez) para el total de la muestra fue débil aunque significativa, r=0.115, Cuando se tuvo en cuenta el uso de suplementos, el coeficiente de correlación aumentó notablemente, r=0.474. Cuando el análisis se restringió a las mujeres que usaban suplementos de AF durante todo el periodo (n=127), las correlaciones aumentaron a r=0.173 y 0.500 respectivamente. La correlación entre ingesta exclusiva dietética de AF y AF sérico fue mayor cuando se restringió el análisis a las no usuarias de suplementos (n=36), r= 0.313 (p=0.063)..

* Usuarios de suplementos en la etapa periconcepcional, mes 1, mes 2 y mes 3** Usuarios en algún mes de la etapa periconcepcional, mes 1, mes 2 o mes 3*** No toman suplementos ningún mes en etapa periconcepcional, meses 1, 2 y 3+ Ingesta dietética de AF medida por CFA en la Semana 12 de embarazo. ++ Ingesta total de AF ( ingesta dietética de AF por CFA y media de suplementos en etapa periconcepcional, meses 1, 2 o 3).

Solo Dieta+ Ingesta total ++

N r (p-valor) r (p-valor)

Total 711 0.115 (0.002) 0.474 (<0.001)

Usuarios en todo el período* 127 0.173 (0.052) 0.500 (<0.001)

Usuarios en algún mes** 548 0.099 (0.020) 0.412 (<0.001)

No usan suplementos *** 36 0.313 (0.063) No aplicable

N FFQS12 Total 711 0.457

Usuarios en todo el período* 127 0.277

Usuarios en algún mes** 548 0.493

No usan suplementos*** 36 0.535

* Usuarios de suplementos periconcepcional, meses 1, 2 y 3** Usuarios algún mes de etapa periconcepcional, mes 1, 2 o 3*** No toman suplementos ningún mes etapa periconcepcional, meses 1,2 o 3+ Ingesta dietética de AF medida por CFA Semana 12 de embarazo. ++ Ingesta total de AF (ingesta dietética CFA y media de suplementos en etapa periconcepcional, meses 1, 2 o 3).

Tabla 1. Coeficientes de correlación de Spearman(reproducibilidad) entre las ingesta de AF del primer periodo (CFA semana 12) y segundo periodo (CFA semana 32) Embarazadas cohorte INMA-Valencia 2004-2006

Quintiles de Ingesta Total (µg) Quintiles AF sérico

(nmol/l) I

(<489) II

(489-648) III

(649-844) IV

(844-1211) V

(>1211) Total

QI (<=31.8) 60 32 30 17 4 143

Q II (31.9-44.0) 30 41 35 26 9 141

Q III (44.1-56.5) 19 33 37 40 13 142

Q IV (56.6-78.5) 19 23 26 36 39 143

Q V (>78.5) 14 13 15 23 77 142

Total 142 142 143 142 142 711

Tabla 3. Clasificación conjunta por quintiles de ingesta de AF (dieta+supl.) y AF sérico en embarazadas INMA-Valencia, 2004-2006

El 53.7% las participantes fueron clasificadas en el mismo quintil o quintil adyacente de AF por el CFA y su nivel sérico, porcentaje que aumento al 71.6% al considerar suplementos.

Michelle A. Mendez, Olga Sancho, Pilar Amiano, Silvia Folchs, Anna Sànchez, Maribel López, Nuria Pey and the INMA-Sabadell Nutrition ValidationTeam

Validation of a Food Frequency Questionnaire (FFQ) for use at age 4y in Spain

Centre for Research in Environmental Epidemiology (CREAL), Barcelona, Spain; IMIM-Hospital del Mar, Barcelona, Spain; CIBER Epidemiología y Salud Pública (CIBERESP), Spain; Public Health Division of Gipuzkoa, Donostia-San Sebastian

OBJECTIVE

METHODS

RESULTS

Valid dietary assessment is a challenge for epidemiological research. Recent studies which collected data using both food diaries and validated food frequency questionnaires (FFQ) demonstrated that measurement error in the latter may strongly attenuate associations (Bingham et al, 2003 & 2009; Freedman et al, 2006); others have shown that calibrating FFQ data may reduce this error and strengthen associations (e.g. Thiebault et al, 2006). These findings illustrate that while FFQs are practical and economical, careful design and proper validation/calibration is essential. This study reports on the relative validity of the INMA FFQ adapted for use at age 4y. The study was conducted before major fieldwork began to enable modifications if necessary.

A 120 item FFQ was developed based on the questionnaire used toassess diet in pregnancy (Vioque et al). Modifications were made toincorporate child-specific foods (e.g. petit suisse, nocilla), to reflect the current food market (e.g. soy “milks”, pro-biotic yogurts), and to adoptappropriate portion sizes for children 4-5y. Portion size data came from the EnKID study, a national Spanish dietary survey in children which collectedopen-ended portion data. Small vs. large portions were included for Itemswith >100% difference in portion sizes for the 25th vs 75th %iles in EnKID.

Results support adequate estimation of most food groups using this FFQ. More importantly, the study facilitated modifications aimed to increase validity. REFERENCES. (i) Bingham S et al. Associations between dietary methods and biomarkers, and between fruits and vegetables and risk of ischaemic heart disease, in the EPIC Norfolk Cohort Study. Int J Epidemiol. 2008. (ii) Bingham SA et al. Are imprecise methods obscuring a relation between fat and breast cancer? Lancet. 2003. (iii) Freedman LS et al. A comparison of two dietary instruments for evaluating the fat-breast cancer relationship. Int J Epidemiol. 2006. (iv) Thiébaut AC e al. Dietary fat and postmenopausal invasive breast cancer in the National Institutes of Health-AARP Diet and Health Study cohort. J Natl Cancer Inst. 2007.

Informed consent and a portion size photo album were mailed to mothers, and trained dietiticians conducted 3 multi-pass 24h recalls and 2 FFQ interviews by telephone to assess the relative validity and reproducibility of the questionnaire. Pearson’s or Spearman’s correlations, along with Bland-Altman plots and quartile cross-tabulations, were used to assess validity of the FFQ vs. the mean of 3 24h recalls; intra-class correlations (ICCs) were used to assess reproducibility of the FFQ. Minor modifications to improve the validity of the FFQ were made midway based on preliminary results.

61 subjects completed the FFQ and 3 (92%) or 2 recalls; 54 (89%)completed a second FFQ. Food intakes were estimated in 22 food groups using gram weights estimated based on a portion size guide adapted for the study. REPRODUCIBILTY: ICCs ranged from 0.41-0.72 for most food groups, indicating good reproducibility. Lower ICCs (0.3-0.4) were observed for legumes, salty snacks and pastries. VALIDITY: Pearson’s correlations (variables energy-adjusted+Box-Cox transformed to reduce influence of outliers/skewness) ranged from 0.37-0.71 for most food groups, indicating good validity. Correlations were de-attenuated to correct for within-person variability (imprecision). Values were similar using non-parametrc Spearman correlations. Modest correlations (≈0.3) were observed for meats and rice/pasta, with weak correlations for eggs,

legumes, salty snacks, and especially potatoes. MODIFICATIONS. Infant cereals and broth, added based on frequent intakes in R24h data, had modest reproducibility reported as “other” foods or after incorporation in the revised FFQ [ICC infant/breakfast cereals=0.52; broth=0.60]. Validity was modest (r=0.30 broth, 0.32 cereals). Bland-Alman plots indicated underreporting of potatoes on the FFQ, apparently due to exclusion of intakes in purée/soup; wording was subsequently improved. “Bollos de leche”, which appeared to contribute to underreporting of pastries, and portion options for rice/pasta to improve quantification, were also added.

Table 1. Mean intakes and reproducibility of the child FFQ in INMA-Sabadell.

Data from n=54 subjects who provided 2 FFQs. Energy-adjustmentconducted using the residual method.

CONCLUSIONS

Table 2. Relative validity of the FFQ vs. 3 24h recalls

Talita Duarte-Salles, Michelle A Mendez, Verónica Pessoa, Mònica Guxens, Inma Aguilera, Manolis Kogevinas, Jordi Sunyer

Smoking during pregnancy is associated with higher dietary intake of polycyclic aromatic hydrocarbons (PAHs) and poor diet quality

Centre for Research in Environmental Epidemiology (CREAL), Barcelona, Spain; Municipal Institute of Medical Research (IMIM-Hospital del Mar), Barcelona, Spain; CIBER Epidemiología y Salud Pública (CIBERESP), Spain

OBJETIVE

METHODS

RESULTS

CONCLUSIONS

Recent studies suggest prenatal exposure to polycyclic aromatic hydrocarbons (PAHs) may be associated with adverse reproductive outcomes. Other than tobacco smoke and occupational exposures, diet is the main source of human PAH exposure. However, little is known about dietary intake of these compounds among pregnant women. This study aimed to estimate dietary intake of benzo(a)pyrene(BaP) and total PAH, identify the main dietary sources of these compounds and characterize factors associated with higher intakes among women with different tobacco smoke exposure during pregnancy. Finally, we also examined dietary intakes of antioxidants inwomen with different exposure to tobacco.

Data came from the Spanish INMA (Environment and Childhood)-Sabadell cohort of 657 women recruited during the first trimester of pregnancy. Dietary exposure to total PAH and BaP was calculated combining food consumption data and estimated PAH concentrations in food items.

Women who smoked actively or were exposed to passive smoke had higher exposure to dietary PAHs during pregnancy than did unexposed non-smokers due mainly to their higher intake of processed meats and shellfish. In addition, older maternal age, primary school education and Latin American origin were associated with higher dietary exposure to BaP. Besides, smokers and women exposed to passive smoke also consumed lower levels of antioxidant-rich foods such as fruits and vegetables.

One-way ANOVA was used to identify significant differences in intake among non-smokers, passive or active smokers. Multivariable linear regression was used to assess whether tobacco smoke exposure, reproductive history, and socioeconomic indicators were related to higher intakes.

Mean dietary intakes of BaP and PAHs were significantly higher among smokers (0.199 and 10.207µg/day respectively) and passive smokers (0.197 and 9.427µg/day) than non-smokers (0.182 and 8.850µg/day) (p-value <0.005) (Table 1). In addition, both active and passive smokers had higher intakes of processed/cured meats and shellfish, and lower intakes of fruitscompared with non-smokers. After multivariate adjustment, tobacco smoke exposure remained associated with higher BaPand total PAH intakes. Besides, age, educational level and region of origin were also associated with higher BaP intakes (Table 2).

In all women, major contributors to total PAH were processed/cured meats, cereals/potatoes and seafood. For BaP, main contributors were vegetables and fruits in non-smokers and passive smokers vs. seafood and vegetables in active smokers. (Table 3)

Table 2. Association between dietary intakes of BaP and sociodemographic and lifestyle factors among pregnant women from the INMA-Sabadell cohort

Results from multivariate linear regression models predicting BaP, adjusting simultaneously for all variables showed in the table. BaP values converted to 10µg/grs.

Non-smokers

Passive smokers

Active smokers

Mean Mean Mean P-value1 N (%) 289

(47.22) 222 (36.27)

101 (16.51)

BaP (µg/day) 0.181 0.196 0.199 0.0021 Total PAH (µg/day) 8.757 9.458 10.207 <0.0001 FOOD GROUPS (g/day) Processed/cured meats 26.96 30.84 35.84 0.0062 Shellfish 17.03 20.09 23.59 0.0005 Fruits 363.34 406.32 306.18 0.0033 Fats and oils 27.08 28.74 31.05 0.0545 Alcoholic beverages 2.43 4.66 13.13 0.0001

Table 3. Contribution of food groups to intakes of BaP and total PAH among pregnant women with different smokinghabits from the INMA-Sabadell cohort

1. Mean intake in µg/day. 2. Percentage of BaP/total PAH intake within each smoking group.

Table 1. Mean estimated intake of PAHs and food groups amongpregnant women with different smoking habits from the INMA-Sabadell cohort

PAHs intakes based on concentrations in individual foods derived from all eligible published values. 1 P-values from ANOVA tests comparing all three groups.

BaP N Coef. (SE) P-value Tobacco smoke exposure

Non-smokers 289 Passive smokers 222 15.3 (5.3) 0.004 Active smokers 101 18.3 (6.7) 0.006 Education level

High 179 Secondary 265 3.3 (5.6) 0.548 Primary or less 175 15.4 (6.3) 0.015 Age 618 1.0 (0.5) 0.05 Region of origin Europe 589 Latin America 59 44.6 (8.2) <0.001

BaP Total PAH

Non-smokers Passive smokers

Active smokers

Non-smokers

Passive smokers

Active smokers

FOOD GROUP Mean1 %2 Mean % Mean % Mean % Mean % Mean % Processed/cured meats 0.018 10.0 0.020 10.3 0.024 11.9 1.790 20.4 2.011 21.3 2.346 23.0 Seafood 0.025 13.6 0.028 14.1 0.033 16.5 0.941 10.7 1.08 11.5 1.255 12.3 Shellfish 0.018 9.7 0.020 10.3 0.026 12.9 0.389 4.4 0.480 5.1 0.635 6.2 Cereals/ potatoes 0.027 15.1 0.028 14.4 0.028 14.2 2.261 25.8 2.240 23.7 2.379 23.3 Fruits 0.028 15.5 0.031 15.7 0.024 11.8 0.49 5.6 0.57 5.9 0.41 4.0 Vegetables 0.031 16.9 0.031 15.9 0.028 14.3 0.895 10.2 0.945 10.0 0.852 8.3

Con la colaboración de:

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