天津市气象因素对手足口病发病影响研究

目的研究天津市不同气象因素对手足口病发病的影响,为其防控提供理论依据。方法收集天津市2009年至2018年手足口病日发病数据及气象数据(日均气温、日最高气温、日最低气温、日均相对湿度、日降水量、平均气压、平均风速和最大持续风速),利用分布滞后非线性模型分析气象因素与手足口病发病的关系。结果 2009—2018年天津市手足口病共报告发病167 234例,男女性别比为1.5∶1。发病集中在0～10岁,占全部报告发病的97.74%。散居儿童、托幼儿童与学生发病比为8.7∶4.4∶1。手足口病日报告发病数与日均气温、日最高气温、日最低气温、日均相对湿度、日降水量呈正相关,与平均气压、平均风速和最大持续风速呈负相关。日均气温、日均相对湿度和日降水量作为气象因素纳入分布滞后非线性模型。以气象因素中位数为参照,在滞后0 d、日均气温为36℃时,手足口发病风险最高,相对危险度RR(95%CI)值为1.12(1.06～1.18)。日均相对湿度为73%,滞后12 d时手足口发病风险最高,RR值为1.02(1.01～1.03);降水量为130 mm,滞后0 d时手足口病发病风险最高为1.36(0.91～2.02)。结论气象因素对手足口病的影响呈非线性,且存在滞后效应。     

长沙市气象因素与手足口病发病的关联研究:基于分布滞后非线性模型北大核心CSCD

目的分析长沙市气象因素与手足口病发病的关联及其滞后效应。方法收集2016-2019年长沙市手足口病日发病数据及同期气象数据,对其进行关联性分析,采用分布滞后非线性模型分析气象因素对手足口病发病的滞后效应。结果2016-2019年长沙市共报告手足口病122788例,年平均发病率为395.09/10万,4~7月和11~12月是每年手足口病发病高峰期。以中位数18.2℃为参考值,日均气温在28.5℃时对手足口病发病的总体效应最高(RR=2.70,95%CI:2.04~3.58),低温(P_(5)=3.2℃)情况下滞后2d时RR最大,为1.19(95%CI:1.09~1.30),高温(P_(95)=30.7℃)情况下滞后0d时RR最大,为1.14(95%CI:1.04~1.26)。以中位数1002.10hPa为参考值,日均气压在991hPa时对手足口病发病的总体效应最高(RR=2.35,95%CI:1.84~3.02),低压(P_(5)=988.7hPa)情况下滞后5d时RR最大,为1.10(95%CI:1.06~1.13),高压(P_(95)=1015.8hPa)情况下滞后2d时RR最大,为1.10(95%CI:1.05~1.16)。结论日均气温、日均气压与手足口病发病呈非线性关系,并存在明显的滞后效应,高温、低压对手足口病发病的影响更为显著。     

分布滞后非线性模型在气象因素对手足口病发病影响研究中的应用

目的探讨气象因素对北京市海淀区手足口病发病情况的影响。方法收集2008—2014年北京市海淀区手足口病发病例数及同期气象因素(日均气温、相对湿度等),用分布滞后非线性模型分析气象因素与手足口周发病数的关系及其滞后效应。结果 2008—2014年北京市海淀区手足口病共报告33 704例,年均发病率为143.8/10万,其中男女发病例数比为1.6∶1。海淀区手足口病发病与低温呈负相关,且其作用时间较长,低温(P5)的累积效应在滞后7周达到最高,累积相对危险度(RR)为0.05(95%CI:0.02~0.09);手足口病发病与高温(P95)呈正相关,但其影响时间局限于4周内,累积RR值最高可达1.69(95%CI:1.17~2.43)。手足口病发病与周合计日照时数呈非线性关系,日照时数较低、较高时发病危险均增加,累积RR值分别为5.55(95%CI:3.20~9.64)、1.55(95%CI:1.04~2.32)。周相对湿度较高时手足口病发病风险增加,但其效应无统计学意义(P0.05)。结论气象因素可能是海淀区手足口病发病的重要影响因素,分布滞后非线性模型可用于分析手足口病与气候因素的关系。     

2008-2017年兰州市气象因子与流感发病关系的时间序列研究

目的探讨兰州市气象因子与流感发病的关系。方法利用兰州市2008—2017年流感逐日发病数据,结合同期气象资料,采用Spearman相关分析和分布滞后非线性模型(DLNM)分析气象因子对流感发病的影响。结果 2008—2017年兰州市共报告流感4 866例,男女性别比为1.21∶1;以6～14岁儿童发病例数最多,占34.03%;流感发病高峰主要在冬、春季。Spearman相关分析显示,流感日发病例数与气温、相对湿度、降水量呈负相关(rs值分别为-0.232,-0.066,-0.087,P0.05),与风速呈正相关(r=0.056,P0.05)。DLNM拟合结果显示,以日均气温11.22℃为参照,气温为33℃、lag 1时RR值最高,为2.70(95%CI:0.41～17.66),但差异无统计学意义(P0.05);以日均相对湿度50%为参照,相对湿度为0%、lag 0时RR值最高,为7.70(95%CI:1.33～10.42),差异有统计学意义(P0.05);以日均风速1.25 m/s为参照,风速为0 m/s、lag 14时RR值最高,为3.24(95%CI:0.86～5.24),但差异无统计学意义(P0.05)。气象因子与流感发病风险关系的总体效应显示,日均气温在-6～0℃和12～20℃时的RR值均1(P0.05),日均相对湿度在26%～39%和51%～69%时的RR值均1(P0.05),日均风速在0～2 m/s时的RR值均无统计学意义(P0.05)。结论气象因素是影响兰州市流感发病的重要因素,流感发病风险在低温和低湿环境时相对较高。     

广州地区气象因素对早产影响的时间序列研究

目的研究广州地区气象因素与早产的关系。方法采用时间序列方法,利用广州市白云、越秀、番禺三区2004—2010年早产、气象与空气污染物资料,应用分布滞后非线性模型研究气象因素与早产的关联。结果广州市白云、越秀、番禺三区2004—2010年共活产分娩438 021例,早产儿29973例,早产率为6.84%(95%CI:6.77%~6.92%);日均出生早产儿(11.72±5.63)例,气温均值为(23.41±6.38)℃,相对湿度均值为(67.34±13.84)%,气压均值为(1012.94±6.88)h Pa;风速均值为(6.99±3.70)m/s。气象因素在不同滞后日与早产的关联呈非线性,总体上各气象因素与早产的风险效应呈正向关联。气温、相对湿度、气压和风速分别达到最大值(34℃、100%、1 032.2 h Pa、26 m/s)时,在滞后期(0~26、0~1、0~25、0~24 d)内总体风险效应达到最高,RR值分别为2.01(95%CI:1.28~3.16),1.25(95%CI:1.08~1.45),1.67(95%CI:1.03~2.71)和4.91(95%CI:0.63~38.11)。累积热效应在滞后期0~26 d内最高,RR值为1.47(95%CI:1.16~1.86);累积潮湿风险效应在滞后0 d时最高,RR值为1.12(95%CI:1.05~1.19);累积高气压效应在滞后期0~25 d内最高,RR值为1.34(95%CI:1.01~1.78)。首次怀孕、首次分娩、男婴及孕33~36周的早产亚组对气象因素较为易感,特别是对高温因素。结论广州地区的气温、相对湿度、风速和气压等气象因素可能是早产的重要影响因素。     

株洲市气象因子对手足口病发病的滞后效应研究

目的 分析株洲市气象因子对手足口病发病的影响,为手足口病预防控制工作提供科学依据。 方法 收集2010-2016年株洲市手足口病日发病数据及日气象数据,在描述其数据特征的基础上,采用分布滞后非线性模型,分析气象因子与手足口病发病的关系及其滞后效应。 结果 2010-2016年株洲市共报告手足口病病例53 877例,其中2016年报告病例最多,为12 355例;发病呈现双高峰状态。株洲市气温、风速和日照时数与手足口病发病呈正相关(P<0.05),气压、相对湿度与手足口病发病呈负相关(P<0.05)。以气温18.18 ℃为参照,日平均气温在30.6 ℃,滞后0 d时相对危险度(relative risk,RR)值最高,为1.28(95%CI:1.12~1.46),且有统计学意义(P<0.05);以最低气压1 003.58 hpa为参照,日最低气压在1 032.2 hpa,滞后25 d时RR值最高,为1.68(95%CI:0.97~2.93);以风速3.8 m/s为参照,日均最大风速在0 m/s,滞后0 d时RR值最高,为1.17(95%CI:0.92~1.49);以相对湿度74.8%为参照,日均相对湿度在28%,滞后2 d时RR值最高,为1.61(95%CI:0.81~3.17);以日照时数4.18 h为参照,日均日照时数在13 h,滞后0 d时RR值最高,为1.06(95%CI:0.97~1.17),以上四项均无统计学意义(P>0.05)。 结论 气象因子是影响株洲市手足口病发病的重要因素,对手足口病发病的影响呈非线性且具有滞后性。     

2010—2017年荆州市日均气温和日相对湿度与流腮发病关联性研究

目的探讨日均气温、日相对湿度与流腮发病的关联性。方法收集2010—2017年荆州市流行性腮腺炎(流腮)逐日发病数据和同期气象资料,利用分布滞后非线性模型(DLNM)评价日均气温、日相对湿度对流腮发病的总体效应、累计效应、滞后效应。同时探讨日均气温、日相对湿度对不同年龄、性别、人群分类效应的异同。结果日均气温、日相对湿度对流腮发病的影响均呈非线性关系,且存在滞后效应。分别以日均气温P_(50)(18.35℃)、日相对湿度P_(50)(78.00%)作为参照,在P_5～P_(95)范围内,日均气温为3.41℃、日相对湿度78.98%,效应值最大,分别为4.17(95%CI:2.17～8.00)、2.40(95%CI:1.19～4.82)。当日均气温为3.41℃、日相对湿度78.98%,累计效应lag0～30d最大。不同人群中,5～9岁年龄组、女性和学生是日均气温和日相对湿度对流腮发病风险最大的亚组。结论低气温高湿度导致荆州市流腮发病风险增加,5～9岁儿童是敏感人群。     

气温对兰州市手足口病发病的滞后效应研究

目的探讨日均气温对手足口病发病的影响及其滞后效应。方法收集兰州市2008-2015年每日手足口病发病资料和同期气象资料,首先采用Spearman等级相关分析兰州市主要气象因子之间及其与手足口病发病数的相关性,然后利用分布滞后非线性模型(DLNM)分析日均气温与手足口病发病的关联性。结果 2008-2015年兰州市共报告手足口病例25644例,男/女为1.59:1,5岁及以下儿童占78.68%;手足口病日均发病数与气温、降水量、风速呈正相关,与气压呈负相关,以气温对手足口病发病影响最为显著(r=0.528);日均气温与手足口病发病的暴露-反应关系呈倒"U"型,发病风险在20.3℃以下随温度升高而升高,高于20.3℃时下降;相对于气温的中位数13℃,高温(25.1℃)能显著增加手足口病发病风险,男性、女性、0(5岁儿童在滞后期为0~14 d的累计风险效应最大,RR(95%CI)值分别为9.51(3.27~18.02)、7.67(2.18~15.04)、9.66(3.75~17.56);高温对6(14岁人群、低温(-5.1℃)对不同性别、年龄别人群在整个滞后期内的累计效应均无统计学意义。结论高温可显著增加兰州市手足口病发病风险,男性和0(5岁人群是敏感人群。     

嘉峪关市其他感染性腹泻与气象相关影响因素研究

目的研究其他感染性腹泻发病与气象因素的关联性,分析不同气象因素对其他感染性腹泻的影响及其滞后效应,为调整防控措施提供科学依据。方法利用嘉峪关市2008—2016年其他感染性腹泻发病人数,结合同期气象资料,包括气温、气压、相对湿度、风速等,用广义相加模型结合分布滞后非线性模型探讨不同气象指标对其他感染性腹泻发病的影响。结果嘉峪关市其他感染性腹泻发病时间分布呈明显的季节周期性变化,6—8月出现高峰,其余月份发病例数较少;气象因素在不同滞后日与其他感染性腹泻的关联呈非线性,气温与其他感染性腹泻的风险效应呈正向关联,以日均气温8.50℃为参照,气温为33℃、滞后14d时RR值最高,为7.73(P<0.01)。风速和相对湿度与其他感染性腹泻的风险效应呈负向关联,滞后0d时RR值的95%CI下限均小于1,无统计学意义(P>0.05)。结论气温可能是嘉峪关市其他感染性腹泻暴发的重要原因之一,对其他感染性腹泻在人群中的发生和流行发挥重要作用,通过改善居民生活习惯与易感人群自身体质,可间接影响其他感染性腹泻在人群中的分布。     

山东日照市2009-2012年手足口病与气象因素的时间序列分析

目的探讨气象因素对日照市儿童手足口病疫情的影响。方法从气象部门获得日照市2009年1月1日至2012年12月31日每日平均气温、日均相对湿度、日均气压、降水量和日均日照时间等气象资料,以及从“中国疾病预防控制信息系统”收集同时期该市手足口病每日发病人数。利用广义相加时间序列模型对每日气象因素与儿童手足口病发病的关系进行分析,在模型中对可能的混杂因素进行控制,包括长期和季节趋势、星期效应、公众假期效应等。结果日照市2009-2012年共报告26827例手足口病病例。其中26619例为10岁以下儿童,男女性别比为1．63：1。时间序列的多因素分析结果发现,日均气温在滞后4～8d时,日均气温越高,手足口病发病越多,以滞后6d时风险最大[每升高1℃,其超额发病危险度（ER）为1．54％,95％CI：0．69％-2．40％];在滞后5—7d时,日均相对湿度越高,该病发病风险越高,其中滞后7d时相对湿度每升高1％时对应的ER为0．19％（95％CI：0．07％-0．31％）;在滞后4-7d时,日均日照时间越多对应的发病风险越低,其中滞后4d时,日均日照时间每增加1h,对应的ER为-0．53％（95％CI：-0．93％～-0．13％）。结论该研究提示气象因素可能是日照市儿童手足口病的一个重要影响因素,在以后的疾病防控工作中应该予以考虑。     

北京市日均气温对湿疹门诊人次影响的时间序列研究

目的探讨北京市日均气温与每日湿疹门诊人次的相关性。方法收集2012年4月至2014年4月期间北京市气象因素(日均气温、相对湿度等)、大气污染物(PM2.5、PM10、SO2和NO2)浓度及该期间就诊于某医院的北京户籍湿疹病例。采用分布滞后非线性模型(DLNM),通过平滑函数控制长期趋势、节假日效应和星期几效应,拟合日均气温与每日门诊人次的暴露-反应关系模型,分析北京市日均气温与湿疹门诊人次的相关性。结果日均气温与每日湿疹门诊人次的暴露-反应关系呈"U"型,最适气温为10℃。对于总人群、女性、儿童、15~34岁人群,高温在不同滞后时间的累积效应均高于低温的累积效应;在滞后0~15 d时,高温(P99,30.44℃)相对于最适气温,总人群、女性、儿童和15~34岁人群因湿疹就诊的RR值分别为1.87(95%CI:1.14~3.07),1.62(95%CI:1.01~2.58),1.44(95%CI:0.55~3.78)和1.13(95%CI:0.72~1.75)。对于男性和60岁以上人群,气温对湿疹门诊人次的影响主要表现为低温的累积效应;在滞后0~15 d时,低温(P1,-8.04℃)相对于最适气温,60岁以上人群因湿疹就诊的RR值为2.23(95%CI:1.09~4.55)。结论高温和低温均可引起湿疹就诊风险增加,且滞后效应约为15 d。     

潍坊市气象因素对肾综合征出血热发病影响研究

目的探讨山东省潍坊市气象因素对肾综合征出血热(HFRS)发病的影响,为其防控提供理论依据。方法收集潍坊市2005—2015年肾综合征出血热每日报告发病数据及同期气象数据,利用分布滞后非线性模型分析气象因素与肾综合征出血热发病的剂量-反应关系。结果 2005—2015年潍坊市肾综合征出血热共报告发病2 459例,其中男性多于女性,性别比为2.62∶1;发病集中于20~70岁年龄组(占78.05%);发病人群以农民最多,占81.64%,其次为工人、学生。各气象因素中气温、相对湿度、降水量与HFRS发病数呈负相关关系(P0.05),而平均气压与该发病数呈正相关(P0.05)。HFRS发病风险与气温的反应关系呈倒"U"型,以气温中位数15℃为参照,在日平均气温为10℃时滞后0 d的相对危险度(RR)达到1.06(95%CI:1.03~1.19),HFRS发病风险最高。以相对湿度中位数66%为参照,最大日平均相对湿度(100%)时滞后5 d的HFRS发病风险最高,RR值为1.03(95%CI:1.02~1.09);日平均相对湿度为53%时0~30 d的累积滞后效应的RR值达到1.56(95%CI:1.09~2.48)。结论气象因素对肾综合征出血热发病的影响呈非线性,且存在滞后效应。     

济宁市流行性腮腺炎与气象相关影响因素研究

目的研究山东省济宁市气象因素对流行性腮腺炎发病的影响,为流行性腮腺炎防控提供理论依据。方法收集济宁市2011年1月1日到2013年12月31日流行性腮腺炎疾病日监测数据及同期逐日气象数据,结合数据特征,通过构建分布滞后非线性模型,在控制长期趋势、季节趋势的基础上研究气象因素对流行性腮腺炎发病的影响。结果 2011—2013年济宁市共报告流行性腮腺炎7 309例,男性发病例数(5 011例)多于女性(2 298例),性别比为2.18∶1;4~15岁儿童最多,占74.98%。以气温15.2℃为参照,日平均气温为-8.8℃、滞后0 d时RR值最高,为1.09(95%CI:0.94~1.27);以相对湿度75%为参照,日平均相对湿度为100%、滞后0 d时RR值最高,为1.06(95%CI:1.01~1.13)。以气温15.2℃为参照,日平均气温达到最高(32℃)时,滞后30 d的总体效应值(RR)为0.28(95%CI:0.14~0.53);以相对湿度75%为参照,日平均相对湿度达到最高(100%)时,滞后30 d的RR值为2.80(95%CI:1.66~4.71),且均有统计学意义(P0.05)。结论气象因素对流行性腮腺炎的影响呈非线性,应密切监测气象因素,做好防控工作。     

极端低温对呼吸系统疾病住院人数影响的时间序列分析

目的研究极端低温对人群呼吸系统疾病发病住院的影响,以及不同地区和人群对该影响的效应修饰作用。方法收集广东省经济发达地区广州市番禺区和欠发达地区梅州兴宁市2006—2011年的呼吸系统疾病住院病例数的时间序列资料和相应的气象资料,运用分布滞后非线性模型分析2个地区极端气温（低于日均气温分布的第5百分位）与呼吸系统疾病住院人数的关系,并按不同性别和年龄进行分层分析。结果 2006—2011年番禺地区的日均气温的均值为22.7℃,共有24 216人次因呼吸系统疾病而在番禺区中心医院住院,平均每天有11.1人次。兴宁地区日均气温的均值为21.9℃,共有19 934人次在兴宁市人民医院住院,平均每天有9.1人次。日均气温与呼吸系统疾病住院人数间呈非线性关系,低温对2个地区的呼吸系统疾病发病住院影响有明显的滞后,兴宁在6.4℃、滞后13 d时RR值达到最大,为1.04（95%CI：1.02～1.06）;番禺在9.9℃、滞后10 d时RR值最大,为1.03（95%CI：1.02～1.04）。滞后25 d内的累计效应中,番禺区在研究期气温分布的第5%（10.9℃）、10%（14.3℃）和25%（18.2℃）处对应的RR值分别为1.48（95%CI：1.13～1.94）、1.45（95%CI：1.12～1.82）和1.29（95%CI：1.10～1.51）;兴宁市在研究期气温分布的第5%（9.8℃）、10%（11.7℃）和25%（17.1℃）处对应的RR值则分别为1.61（95%CI：1.17～2.21）、1.45（95%CI：1.08～1.96）和1.11（95%CI：0.94～1.35）。极端低温对各人群影响效应（RR值）随滞后日的变化呈现比较一致的趋势,在暴露后2～4 d才出现效应,之后效应慢慢增大,达到一定高峰后慢慢回落,为倒＂U＂型的分布形状。经济欠发达地区兴宁市的老年人群受极端低温的影响最大,其RR值达1.86（95%CI：1.04～3.31）。结论极端低温对人群呼吸系统疾病发病住院有显著影响,其中对经济欠发达地区的老年人群影响更加?     

气象因子与流行性腮腺炎发病关联的时间序列研究

目的研究气象因子与流行性腮腺炎（流腮）发病的关联性。方法采用时间序列方法,利用广州市2005-2012年全人群每日流腮发病人数的数据和同期的气温、相对湿度和气压、风速等主要气象资料,应用分布滞后非线性模型分析气象因子与流腮发病的关联性。结果广州市2005-2012年共报告流腮49760例,日最高、日平均、日最低气温中位数分别为28．3、24．2和21．2℃;日平均相对湿度中位数为75．0％;日平均日照时间中位数为3．9h;日平均风速中位数为1．5m／s;日平均气压中位数为1007．1hPa。Spearman等级相关分析结果,气温（日最高、日平均、日最低气温）、日平均相对湿度、日平均风速与流腮的发病呈正相关（r=0．305、0．314、0．321、0．207、0．215．均P〈0．01）,日平均气压与流腮的发病呈负相关（r=-0．460,P〈0．01）。日平均气温为34．2℃,滞后0d时相对危险度（RR）最大,为1．05（95％CI：1．02—1．10）。日平均相对湿度为99％,滞后24d时RR值最大,为1．39（95％CI：1．03～1．89）。以各气象因子自身的中位数为参照值,日平均气温、日平均相对湿度的第99百分位数（31．7℃、95％）在总滞后时间30、24d对流腮发病的RR分别为1．81（1．41-2．32）、1．28（1．02—1．59）。气温对流腮发病的效应中,女性所受的热效应和冷效应均大于男性,热效应随着年龄的增长而增大。结论平均气温、相对湿度等气象因子可能是流腮发病的重要影响因素,夏季应对易感人群给予更多的关注。     

2008—2016年嘉峪关市气温对手足口病发病的影响

目的 探讨分析气温对手足口病发病的影响及滞后效应。 方法 收集2008—2016年嘉峪关市手足口病每日报告病例数和同研究时间段的气象数据,利用分布滞后非线性模型拟合气温与手足口病日发病数间的关系,分析不同温度和不同滞后天数对手足口病发病可能的影响。 结果 手足口病发病与气象因素关系密切,发病高峰一般出现在每年4—7月,嘉峪关市日均气温与手足口病日均发病数的暴露反应关系呈不规则的M型,在19.0 ℃时RR值最大为3.66(95%CI:2.75~4.87),高温在滞后1 d时表现出危害效应,当气温为28.0 ℃,滞后1 d时RR值最大,为1.44(95%CI:1.02~2.05)。气温对手足口病发病的效应中,男性所受的发病效应大于女性,发病效应随着年龄的增长而减小。 结论 气温能增加嘉峪关市手足口病发病风险,对手足口病发病的影响呈非线性且具有滞后性。男性和0~5岁儿童是敏感人群。     

广州地区日均气温与早产关系的时间序列研究

目的量化评估广州地区日均气温与早产的关联性。方法采用时间序列方法,利用广州市白云与越秀2个区2005—2011年的早产、气象与空气污染物资料,应用分布滞后非线性模型研究日均气温与早产的关联性,并评估高低气温对早产的冷热效应及累积冷热效应。结果广州市白云与越秀2个区2005—2011年共活产分娩263 322名,早产儿22 903例,早产率为8.70%(95%CI:8.59%~8.81%);日均出生早产儿(9.01±5.61)例;日均气温为(23.35±6.51)℃;日均相对湿度为(66.98±13.98)%;日均SO2浓度为(43.48±28.88)μg/m3;日均NO2浓度为(50.60±50.14)μg/m3;日均PM10浓度为(80.46±61.61)μg/m3。日均气温在不同滞后日与早产的关联呈非线性,暴露—反应关系近似U形,根据累积相对危险度最小的值对应确定参照气温为25.9℃。在滞后期第0~21天内,日均气温的累积风险效应从31℃开始显现出统计学意义,RR值为1.280 3(95%CI:1.014 9~1.615 1),并在34℃时达到最大,RR值为1.689 9(95%CI:1.076 7~2.652 6)。对于冷效应及累积冷效应,在整个滞后期内均无统计学意义。对于热效应,高温(日均气温为32℃),滞后1 d时风险效应最大,RR值为1.052 8(95%CI:1.014 2~1.092 9);对于累积热效应,在滞后期为第0~14天内达到最大,RR值为1.511 7(95%CI:1.210 5~1.887 8)。结论在广州地区,高温是造成早产的重要影响因素,可增加早产的发生风险。     

基于DLNM模型探讨江阴市手足口病发病与气象因素之间的关联

  目的  探讨气象因素对江阴市手足口病(hand foot and mouth disease,HFMD)发病情况的影响。  方法  采用分布滞后非线性模型(distributed lag non-linear model,DLNM)分析2012-2017年江阴市气象因素对HFMD发病的累计效应及滞后效应。  结果  2012-2017年江阴市共报告HFMD 21 791例,HFMD日发病数与日均气温(r_s=0.402,P < 0.001)、日均气压(r_s=-0.453,P < 0.001)、日均相对湿度(r_s=0.075,P < 0.001)均存在相关性。DLNM拟合结果显示,日均温度11℃时对HFMD发病的累计效应最高(RR=1.473,95% CI:1.099~1.974),并在当天即对HFMD发病产生最大影响(RR=1.090,95% CI:1.045~1.136);日均相对湿度85%时对HFMD发病的累计效应最高(RR=1.346,95% CI:1.154~1.571),对HFMD发病影响在第6 d达到高峰(RR=1.023,95% CI:1.015~1.031);日均气压1 010.0 hpa时对HFMD发病的累计效应最高(RR=1.221,95% CI:1.020~1.463),但在该气压水平并未观察到滞后效应。  结论  气象因素对江阴市HFMD发病存在影响,气温和湿度存在明显的滞后效应。     

济南市温度与老年人慢性阻塞性肺疾病死亡的时间序列分析

目的 探究温度与济南市老年人慢性阻塞性肺疾病（chronic obstructive pulmonary disease,COPD）死亡之间的关系，识别脆弱人群。方法 收集济南市2011—2019年65岁及以上居民COPD死亡数据和气象数据，采用分布滞后非线性模型（DLNM）分析日均温度与老年人COPD死亡之间的暴露-反应关系，并按性别和年龄进行分层分析。结果 济南市日均温度和老年人COPD死亡之间的暴露—反应关系呈“U”型。极端低温对男性和65～74岁老年人的影响最大，死亡风险均在滞后第7 d达到峰值，RR值分别为1.07(95%CI:1.01～1.13)和1.15(95%CI:1.04～1.26),0～14 d的累积滞后效应最大，CRR分别为1.77(95%CI:1.00～3.14)和2.84(95%CI:1.11～7.31)。极端高温对女性、75～84岁、和≥85岁老年人群的死亡效应显著，死亡风险均在当天达到峰值，RR值分别为1.12(95%CI:1.04～1.20)、1.16(95%CI:1.08～1.25)和1.11(95%CI:1.02～1.20),0～14 d的累积滞后效...     

宁波市气温与流感样病例的关系研究

目的研究宁波市气温对居民流感样病例(influenza-like illness,ILI)发病影响。方法采用时间序列的分布滞后非线性模型(distributed lag non-linear model,DLNM),控制时间长期趋势、星期几效应、大气污染和其它气象因素等混杂因素,分析2011—2016年宁波市日均气温与居民每日ILI发病风险的关系。结果宁波市日均气温与每日ILI发病人数的关系曲线呈"V"型,最小发病效应温度为26.0℃;ILI发病存在一定的冷效应和热效应,滞后21d累积效应的RR(95%CI)分别为2.771(95%CI:1.806~4.250)和1.419(95%CI:1.137~1.772)。结论高温和低温均可增加宁波市居民ILI发病风险,应采取有效预防措施加强对脆弱人群的保护,降低ILI发病风险。