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。     

气温对荆州市5岁以下儿童手足口病发病的影响

探讨荆州市日均气温对5岁以下儿童手足1∶3病发病的影响,为手足1∶3病的精准防控提供科学依据.方法 收集2010-2017年荆州市5岁以下儿童手足口病发病数据和气象资料.利用分布式滞后非线性模型(DLNM),调整其他气象因素、节假日效应等潜在混杂因素干扰后,探讨气温对5岁以下儿童手足口病发病的影响.结果 2010-2017年荆州市5岁以下儿童累计报告手足口病47 525例.男、女性别比为1.52∶1;<1,1~<3,3~5岁年龄组分别占病例总数的9.72%,62.10%,28.18%;散居和幼托儿童分别占病例总数的73.29%和26.71%.气温与手足口病日均病例数的暴露反应关系曲线呈M型.以研究期间日平均温度的P50作为参照,气温8.2l℃,25.81℃效应值最大,分别为1.53(95%CI=1.33~1.76)、1.47(95%CI=1.3l~1.65).较高温度(25.81℃)较较低温度(8.21 ℃)对手足口病的影响存在更长的滞后效应.不同人群分析显示,3~5岁儿童(幼托儿童)手足Isl病发病数较<1岁和1~<3岁年龄组儿童(散居儿童)更易受温度变化的影响.结论 气温对荆州市5岁以下儿童手足口病发病具有显著影响.托幼机构是手足口病防控的重点场所.     

基于分布滞后非线性模型分析气温对潍坊市手足口病影响

目的分析山东省潍坊市手足口病(HFMD)发病的时空特征,探讨气温对潍坊市HFMD发病滞后效应及人群易感性。方法收集2015—2017年潍坊市HFMD发病数据和同期气象数据,进行描述性分析,并建立分布滞后非线性模型(DLNM)分析气温对日HFMD发病状况的定量关系及滞后效应。结果潍坊市2015—2017年HFMD总病例数为18 963例,男女比例为1.58:1;病例多集中于5—7月;气温对HFMD发病有明显的滞后效应,当日均温度达到33℃,滞后天数为6 d时,相对危险度最高(RR=1.76,95%CI=1.26～2.34);以日均温度的P_(50)为参考温度,高温(24℃、29℃)效应较低温(–2℃、4℃)效应显著;5岁以下儿童累积相对危险度高于其他人群。结论气温是潍坊市HFMD发病重要的影响因素,其影响有明显的滞后性;不同温度对不同人群的滞后效应明显不同,高温影响更为显著,5岁以下儿童尤为敏感。     

北京市手足口病流行特征分析及气象因素对其发病的影响

目的研究北京市手足口病的流行特征以及气象因素对手足口病发病的影响,为其预警预测以及防控提供科学依据。方法采用R 4.0.2软件对2010—2019年北京市手足口病的流行特征进行描述性统计,同时利用分布滞后非线性模型分析2015—2019日均气温、日均相对湿度、日均降水量、日均气压、日均风速等气象资料与手足口病发病的效应关系。结果 2010—2019年北京市手足口病共报告发病324 864例,平均发病率为155.10/10万。5～7月是每年手足口病发病高峰期。日均气温、日均相对湿度和日均降水与手足口病发病均呈正相关(r_s分别为0.66、0.45和0.24,P值分别为0.000 0、0.000 0和0.000 0);日均风速、日均气压与手足口病发病均呈负相关(r_s分别为-0.14和-0.3,P值分别为2.22×10~(-9)和0.000 0)。当日均气温为25.5℃,滞后10 d时RR值最大,为1.41(95%CI:1.12～1.77)。当相对湿度为84.5%,滞后15d时RR值最大,为1.51(95%CI:1.34～1.70)。日均风速为3m/s,滞后14d时RR值最大,为1.22(95%CI:0.86～1.73)。日均气压为842.5百帕,滞后5d时RR值最大,为1.20(95%CI:0.66～2.07)。日均降水为166.5mm,滞后7d时RR值最大,为4.37(95%CI:1.61～11.84)。当符合上述气象因素条件则手足口病发病风险最高。结论日均气温、日均相对湿度、日均降水量、日均气压、日均风速等气象因素与手足口病的发病密切相关,呈非线性且有一定的滞后性,可用于预测手足口病发生风险和流行强度,为传染病的防控、预警预测提供科学依据。     

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。     

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。     

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。     

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。     

成都市环境气温与人群死亡关系分析

目的探讨成都市气温与人群死亡的关系,为降低敏感人群死亡风险提供依据。方法收集2013年1月1日—2018年12月31日四川省成都市逐日气象、大气污染物及全死因死亡数据并进行描述分析,将≤第2.5个百分位数的气温定义为低温,≥第97.5个百分位数定义为高温。采用分布滞后非线性模型(DLNM),分析气温与死亡的暴露–滞后–反应关系,求得最适宜温度,并将其作为参考水平,计算气温归因死亡人数与分值。结果 2013—2018年,成都市日均气温范围为–1.9℃～29.8℃,P_(50)为17.5℃,死亡总人数484 736人,日死亡人数范围为137～375人/d,P_(50)为214人/d,日均气压、日均相对湿度、PM_(10)、和O_(3–8)的P_(50)分别为950.8 kPa、80%、88.3μg/m~3和79.3μg/m~3;日均气温和死亡人数存在统计学关联(P0.05),暴露–反应关系呈近似L型,最适宜温度为25℃。高温效应在暴露当日出现,最长持续5 d;低温效应在暴露后1～2 d出现,最长持续13 d,高温和低温暴露0～21 d的累积死亡相对危险度分别为1.142(95%CI=1.087～1.199)、1.405(95%CI=1.244～1.587);以最适宜温度作为基线暴露水平,累积滞后0～21 d情况下,气温归因死亡人数为60 280人(95%CI=30 875～85 953),归因分值为12.4%(95%CI=6.5%～17.6%),其中低温归因死亡人数为56 794人,归因分值为11.7%,高温归因死亡人数为3 493人,归因分值为0.72%。结论成都市日均气温和人群死亡的暴露–反应关系呈近似L型,低温风险大于高温风险,表现在相对危险度大、效应滞后时间长,归因死亡人数多和分值高。     

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。     

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?     

广东省四城市气温与流行性腮腺炎发病关联的时间序列研究

目的 了解广东省东莞、佛山、广州和深圳市气温对流行性腮腺炎（简称“流腮”）发病的影响。方法 收集4个城市2005—2018年流腮发病与气象数据,利用分布滞后非线性模型,在控制时间趋势、星期几效应、相对湿度和气压等混杂因素下,研究不同城市气温与流腮发病的关系。最后分别比较低温（日均气温的第5百分位数）和高温（日均气温的第95百分位数）对不同年龄别和性别人群流腮发病的冷热效应。结果 4个城市2005—2018年共报告流腮病例212 109例,日均气温中位数为23 ℃~25 ℃。4个城市气温与流腮日发病例数的总体效应关系呈倒“S”形的非线性关系。男性的冷效应（RR=1.131,95%CI：1.018~1.256）略高于女性（RR=1.093,95%CI：0.955~1.251）,女性的热效应（RR=1.014,95%CI：1.001~1.026）略高于男性（RR=1.009,95%CI：0.997~1.022）,但差异均无统计学意义（P>0.05）;6~17岁青少年的冷效应（RR=1.476,95%CI：1.300~1.677）和热效应（RR=1.020,95%CI：1.006~1.034）最高,差异有统计学意义（P<0.05）。结论 日均气温与流腮的发病呈非线性关系,可能是流腮发病的重要影响因素。6~17岁青少年是气温较为敏感的人群,应重点关注这些人群。     

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。     

阿图什市日均气温与呼吸系统疾病日住院人次的时间序列研究

目的 分析阿图什市日均气温对呼吸系统疾病日住院人次的影响。方法 收集2016—2019年阿图什市呼吸系统疾病患者住院病例资料及同期气象和大气污染物数据，采用分布滞后非线性模型（distribution lag non-linear model,DLNM）分析日均气温对呼吸系统疾病日住院人次的影响及滞后效应。结果 日均气温与呼吸系统疾病日住院人次呈"J"型关系，住院风险最低温度为23℃。总人群在极低温、一般低温时滞后0～14 d下对呼吸系统疾病日住院人次累积效应的RR值及95%CI分别为2.32(1.55～3.47)和2.09(1.46～3.00)，两者均在当天时住院风险达到最大，且随着滞后日增加住院风险呈先下降后增加再下降趋势，滞后天数均为2 d。在亚组分析中，极低温、一般低温对女性和<16岁人群呼吸系统疾病住院风险的影响较大。极高温、一般高温对总人群及不同亚组中均未表现出明显的健康风险及滞后效应。结论 低温会造成呼吸系统疾病住院风险增加，早期呈明显急性影响，且存在滞后效应，女性和<16岁人群是敏感人群。     

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。     

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。     

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。     

气温对不同特征人群肾综合征出血热发病影响的研究

目的探讨辽宁省葫芦岛市气温对不同特征人群肾综合征出血热(HFRS)发病的影响。方法收集葫芦岛市2005年1月—2012年12月的HFRS发病数及气象数据,对气象因素进行筛选后,在控制长期趋势、季节趋势及其他气象因素的基础上,采用广义相加模型(GAM)分析月平均气温与HFRS月发病数的关系,并进行不同特征人群分析。结果月平均气温对全人群HFRS月发病数影响的RR值为0.969(95%CI:0.960～0.979),滞后期为2个月。不同特征人群分析中,气温对男性、女性、35～59岁人群HFRS月发病数有影响,滞后期分别为2、0、0个月时效应最强,RR值分别为0.968(95%CI:0.959～0.978),0.969(95%CI:0.949～0.989),0.968(95%CI:0.952～0.984),但0～34岁、≥60岁人群的效应无统计学意义(P>0.05)。结论葫芦岛市气温对HFRS发病的影响有滞后效应,且对不同特征人群影响不同。     

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。     

2015—2019年新疆7个监测点日均气温对居民非意外死亡的影响分析

目的 分析评估日均气温对新疆7个国家级死因监测点人群非意外总死亡(A00-R99)人数的影响,为卫生决策提供科学依据。方法 收集2015—2019年新疆7个国家级死因监测点非意外总死亡资料及同期气象和空气质量资料,利用分布滞后非线性模型(distributed lag non-linear model, DLNM)研究日均气温与非意外死亡人数的影响及滞后效应。结果 新疆7个监测点日均气温与居民非意外死亡呈“J”型关系,死亡最低风险温度为17℃。高温当天对居民非意外总死亡的RR值(95%CI)为1.031(1.019～1.043),危害效应达到最大,滞后天数为5 d;在不同年龄、性别层中,高温对女性和≥65岁人群非意外死亡风险的影响较大。低温对总死亡及不同年龄、性别层中均未表现出明显的健康风险及滞后效应。结论 高温会造成居民非意外死亡风险增加,早期呈明显急性影响,且存在滞后效应,女性和≥65岁人群为敏感人群。