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。     

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。     

气象因素对感染性腹泻发病数影响的时间序列研究

目的探讨杭州市气象因素与感染性腹泻发病数的关系。方法选用广义相加模型分析时间序列资料,在控制与时间有关的长期趋势、季节趋势及与时间有关的混杂因素基础上,分析杭州市2006—2008年每年5月1日—10月31日间的气温、气压、湿度、云量、降水量、能见度、风速、地表温度等气象因素对感染性腹泻日发病数的影响。结果最高温度、湿度、气压、风速、40 cm地表温度与腹泻日发病数间的关联有统计学意义。结论气温、湿度、气压、风速、地表温度等气象因素对感染性腹泻日发病数可能有影响。     

气象因素对感染性腹泻发病数影响的时间序列研究

目的探讨杭州市气象因素与感染性腹泻发病数的关系。方法选用广义相加模型分析时间序列资料,在控制与时间有关的长期趋势、季节趋势及与时间有关的混杂因素基础上,分析杭州市2006-2008年每年5月1日-10月31日间的气温、气压、湿度、云量、降水量、能见度、风速、地表温度等气象因素对感染性腹泻日发病数的影响。结果最高温度、湿度、气压、风速、40cm地表温度与腹泻日发病数间的关联有统计学意义。结论气温、湿度、气压、风速、地表温度等气象因素对感染性腹泻日发病数可能有影响。     

气象因素对云南省西南地区恙虫病流行的影响与滞后效应研究

目的 分析气象因素对云南省西南部地区恙虫病流行的影响与滞后效应,为采取相应的防控措施提供参考依据。方法 收集2007-2018年云南省西南部保山、临沧、德宏地区恙虫病资料及同期气象资料,构建分布滞后非线性模型研究气温、湿度和降雨对恙虫病发病的累积滞后效应。结果 2007-2018年云南省西南部地区共报告恙虫病19 975例;周平均气温、周平均相对湿度与恙虫病发病风险均呈J形曲线,周平均气温>23℃、周平均相对湿度>80%以及周平均降雨量在20~60 mm之间和>100 mm时,恙虫病累积发病风险增加;以M为参考,较低气温（11.22℃,14.83℃）、较低湿度（53.18%,65.36%）、较低降雨（0.00 mm,0.55 mm）可降低发病风险,较高气温（22.27℃,23.45℃）、较高湿度（80.14%,84.38%）以及较高降雨（37.17 mm,74.42 mm）都可增加发病风险,气温滞后效应可分别持续10、16周,在暴露当周发病风险最大;湿度滞后效应可分别持续10、17周;降雨滞后效应可持续25周,第4周发病风险最大。结论 气温、湿度和降雨对恙虫病发病具有非线性影响和滞后效应,高温、高湿及强降雨会增加恙虫病的发病风险,提示有关部门应根据气象条件实施干预和防控,提高防控效率。     

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。     

亳州市疟疾发病与气象因素关系的研究

目的研究安徽省亳州市气象因素与疟疾发病的关系。方法收集亳州市2005—2011年疟疾发病数据及同期气象数据,拟合准泊松quasipoisson分布滞后非线性模型(DLNM),研究周平均温度、周平均湿度、周平均降雨量对疟疾发病的即时效应、滞后效应和累积效应。结果对周平均温度的即时效应分析显示,随着温度的升高(-5~30℃),疟疾的发病风险逐渐升高;温度越高,滞后效应的强度越大,最佳滞后时间约为1~3周;当温度为26℃且滞后时间为10周时疟疾发病的累积危险度最高,RR值为228.9(95%CI:8.0~6 547.9)。以降雨量0 mm为参照,降雨量的即时效应无统计学意义(P0.05);但随着滞后天数的增加,累积效应先增加后减小,降雨量越大,最长滞后天数越短;当降雨量为30 mm且累积时间为6周时,疟疾发病的累积危险度最大,RR值为3.79(95%CI:1.38~8.49)。以最低相对湿度31%为参照,周平均相对湿度的即时效应无统计学意义(P0.05);随着滞后时间的增加,疟疾发病的相对危险度呈先增加后减少的趋势,最长滞后期为10周,当滞后时间为4周时疟疾发病的相对危险度最大;随着相对湿度的增加,疟疾发病的累积相对危险度先增加后减少,当相对湿度为62%且滞后10周时的累积效应最大,累积相对危险度为513.58(95%CI:14.70~17 943.94)。结论气象因素如温度、湿度和降雨量对疟疾的发生均有影响,且有一定的滞后作用。     

北京市房山区手足口病与气象因素的时间序列分析

  目的  分析湖南省气象因素与流行性感冒（流感）发病的关系,建立时间序列模型,并对预测效果进行评价,为今后制定更科学有效的流感防控策略提供参考依据。  方法  利用SPSS 20.0软件建立数据库,采用Spearman秩相关对气象因素和流感发病数进行相关性分析,以2008 — 2016年湖南省流感发病数为基础构建时间序列模型,对2017年1 — 12月流感发病数进行预测并评价预测效果。  结果  （1）2008 — 2017年全年均有流感病例报告,高发季节为冬春季;（2）流感发病数与月平均气温（r = – 0.195,P < 0.05）、平均日照时数（r = – 0.483,P < 0.05）、平均日降水量（r = – 0.116,P < 0.05）呈负相关,与月平均气压（r = 0.195,P < 0.05）、平均相对湿度（r = 0.260,P < 0.05）、平均最大风速（r = 0.279,P < 0.05）呈正相关;（3）ARIMA（1,0,0）（0,1,1）₁₂模型和引入气象因素后的ARIMAX模型对2017年1 — 6月流感发病数预测的平均相对误差分别为43.90 % 和31.48 %,对2017年7 — 12月流感发病数预测的平均相对误差为70.65 % 和67.17 %。  结论  引入气象参数后的ARIMAX模型较ARIMA模型预测效果更好,但两个模型对2017年7 — 12月预测效果均不佳,今后将纳入更多的因素完善ARIMAX模型。     

气象因素对乌鲁木齐市慢阻肺门诊量的影响分析

目的 探讨乌鲁木齐市气象因素对慢性阻塞性肺疾病(chronic obstructive pulmonary disease, COPD)门诊就诊人次的影响及其滞后效应。方法 建立分布滞后非线性模型(distributed lag non-linear models, DLNM),在控制了时间的长期效应、“星期几效应”和空气污染物(O₃,PM₁₀)相关混杂因素的情况下,探讨气象因素和慢阻肺门诊量之间的暴露-滞后-效应关系,并通过亚组分析探讨气象因素对不同人群慢阻肺门诊量的影响。结果 日均气温与慢阻肺门诊量呈“U”型,低温和高温下的相对危险度(RR)均大于1。在-25℃、滞后0 d时,气象因素对年龄≥65岁男性慢阻肺日门诊量效应值最大(RR=1.223,95%CI:1.100～1.360)。相对湿度在滞后0～6 d时对慢阻肺门诊累积就诊风险呈反“J”型,门诊就诊风险随相对湿度的降低而增加。结论 日均气温、相对湿度对≥65岁慢阻肺门诊患者的就诊风险较大。低温对≥65岁男性的慢阻肺门诊就诊风险在暴露当天最大。低湿对≥65岁女性的慢阻肺门诊就诊风险在暴...     

江苏省气象因素对猩红热发病影响

目的探讨江苏省气象因素对猩红热发病的影响,为猩红热的防制工作提供理论依据。方法以江苏省2010年1月1日—2015年12月31日猩红热日发病数据及同期气象数据为基础,采用分布滞后非线性模型(DLNM)分析气象因素对猩红热发病的影响。结果江苏省2010—2015年共报告猩红热新发病例10 886例,年均发病率为2.29/10万;其中男性新发病例6 748例,女性4 138例,男女性别比为1.63:1。相关分析结果显示,平均气温和相对湿度与猩红热发病均呈负相关(r_s=–0.140、–0.132,均P<0.05);平均气压和温差与猩红热发病均呈正相关(r_s=0.051、0.172,均P<0.05)。DLNM结果显示,温度较低时猩红热发病增多,且对猩红热发病的影响时间较长,其效应在滞后10 d时依然呈正效应,而后随着温度升高,猩红热发病风险降低;气温变化较小时猩红热发病风险相对较小,呈持续时间较长的保护效应,随着气温变化加大,猩红热的发病人数不断增加,且温差越大,猩红热发病风险持续时间越长;干燥气象条件下猩红热发病风险较高且影响时间较长,当相对湿度较为舒适时猩红热的发病数减少,在环境非常潮湿时相对湿度对猩红热发病呈保护效应,且在滞后5 d时仍存在。结论气象因素对猩红热流行的影响呈非线性关系,且具有一定的滞后作用。     

广州市炎热指数对早产滞后效应的时间序列分析

目的了解广州市炎热指数对早产的滞后效应。方法以广州市白云区、越秀区2004年1月1日至2011年12月31日间分娩的产妇为研究对象,符合纳入标准的共293 849人,其中发生早产者22 702例。收集该时期产妇分娩数据、气象资料和空气污染物数据。采用分布滞后非线性模型,以广州市年均炎热指数为参照,建立炎热指数在滞后0~20 d内对逐日早产例数的回归模型,分析产妇暴露于不同炎热指数后0~20 d内发生早产的相对危险度。结果研究期间广州市白云区、越秀区的早产发生率为7.70%;炎热指数波动区间为45~136℉,年均炎热指数为(101±20)℉,以炎热指数101℉为参照,炎热指数升高20℉时,滞后第5~7日的早产发生危险性升高,其中第6日风险最高(RR=1.014,95%CI:1.005~1.023);第10~12日、19日的早产发生危险性降低,其中第19日风险最低(RR=0.985,95%CI:0.974~0.997)。炎热指数降低20℉时,滞后第5~7日的早产发生危险性降低,其中第6日风险最低(RR=0.986,95%CI:0.978~0.995);第10~12日、19日的早产发生危险性升高,其中第19日风险最高(RR=1.015,95%CI:1.003~1.027)。结论广州市炎热指数对早产的发生呈非线性滞后影响。炎热指数升高时,早产相对危险度先增加后降低;炎热指数降低时,早产相对危险度先降低后增加。     

早产影响因素的前瞻性队列研究

目的  分析中国早产的流行现状及危险因素,为早产的预防提供参考依据。 方法  本研究数据来源于中国孕产妇队列研究·协和项目(Chinese Pregnant Women Cohort Study, CPWCS),通过问卷调查和医院信息系统(hospital information system, HIS)收集孕妇基本情况和分娩结局。采用SPSS 26.0软件进行χ²检验和多因素Logistic回归分析模型分析。 结果  5 671名孕妇中发生早产的例数为295例,占5.2%,不同地区早产率差异无统计学意义(χ² =0.591, P=0.771)。多因素分析结果显示：高龄、糖尿病史、早产史、胎盘早剥、胎膜早破、胎儿宫内窘迫、妊娠期高血压以及双胎是早产的危险因素(均有P < 0.05),而在自然分娩的孕妇中,高龄(OR=2.90, 95% CI: 1.67~5.06, P < 0.001)、胎膜早破(OR=6.17, 95% CI: 4.21~9.06, P < 0.001)、双胎(OR=17.72, 95% CI: 3.23~97.25, P=0.001)是早产的主要危险因素。 结论  早产的影响因素较多,准确识别危险因素,为孕妇提供科学合理的健康教育和个性化的防治措施是预防早产的重要手段。     

基于分布滞后非线性模型探讨南宁市手足口病的发病与气象因素的关联

目的  探讨气象因素对手足口病(hand-foot-mouth disease, HFMD)发病的影响与滞后效应。方法  收集整理南宁市2010—2019年HFMD日发病数据及同期气象资料,运用分布滞后非线性模型(distributed lag non-linear models, DLNM)分析南宁市HFMD发病与气象因素的相关性。结果  南宁市2010—2019年HFMD累计报告508 984例,发病主高峰在每年4—6月,次高峰在9—10月;男女报告发病率之比为1.57∶1,以幼托儿童和散居儿童为主。HFMD发病与气温、相对湿度和日照时数呈正相关,与气压呈负相关。气温为35.0 ℃,滞后d 9时RR值最大(RR=1.058,95% CI：1.037~1.079);相对湿度为86.0%,滞后d 14时RR值最大(RR=1.011,95% CI：1.007~1.014);气压呈“双峰”现象,气压为990.0 hpa滞后d 4时RR值最大(RR=1.022,95% CI：1.017~1.027),气压为1 030.0 hpa滞后d 5时RR值最大(RR=1.054,95% CI：0.988~1.124);日照时数为7.0 h/d,滞后d 5时RR值最大(RR=1.017,95% CI：1.009~1.025);极高温、极高压、极低温和极低湿度对HFMD发病也有明显滞后效应。结论  南宁市HFMD发病与气象因素相关,可利用气象因素预测HFMD发展趋势。     

艾滋病的自然史研究进展

早产是围产保健工作面临的一项严重临床问题,根据世界卫生组织的定义,早产是指从孕妇末次月经周期首日算起,孕龄《37周或259天的分娩.     

孕期环境暴露对早产和低出生体重影响的队列研究

目的  探讨中国孕妇孕期环境暴露和新生儿早产及低出生体重的关系。 方法  采用自行设计的孕期环境暴露调查问卷,问卷内容包括被动吸烟、通风情况、装修情况、臭水沟、垃圾站、化工厂、高温、辐射、噪声和粉尘等环境暴露因素,对中国孕产妇队列研究项目中的孕妇进行问卷调查,随访收集新生儿的出生情况。关联性分析采用Logistic回归分析模型。 结果  本研究以6 189名孕妇为研究对象,其中283名(4.57%)孕妇早产,分娩202名(3.26%)低出生体重儿,调整年龄、民族、户口、文化程度、职业、家庭年收入、孕前体重指数(body mass index,BMI)以及产次等因素后,Logistic回归分析模型分析显示,与未接触噪声的孕妇相比,孕妇孕期在工作或居家环境中暴露于噪声环境更容易发生早产(OR=1.668,95% CI：1.197~2.323);与未接触高温的孕妇相比,孕期在工作或居家环境中暴露于高温环境的孕妇更容易发生早产(OR=2.237,95% CI：1.171~4.274)。尚未发现其他环境暴露因素与早产和低出生体重的相关性。 结论  孕期暴露于噪声和高温环境是孕妇早产的危险因素。积极开展健康宣教,减少孕妇孕期在生活工作环境中的噪声和高温暴露,可能有助于降低早产的发生风险。     

药物及手术流产史与早产关联的出生队列研究

目的 探讨既往药物及手术流产史与早产的关联。方法 参与马鞍山市优生优育队列的3 474名孕妇于孕14周前收集一般人口学资料、既往药物及手术流产史资料,以单胎活产儿3 256人为分析样本。根据是否有药物及手术流产史以及流产次数进行分组,采用logistic回归分析既往药物及手术流产史对随后妊娠早产发生率的影响。结果 早产发生率为4.12%（n=134）,自发性早产发生率为2.49%（n=81）。控制可能的混杂因素后,有过1次药物流产史（RR=2.00,95%CI：1.04～3.85）或2次及以上药物流产史（RR=3.58,95%CI：1.04～12.30）会增加总早产发生风险,药物流产史（RR=2.51,95%CI：1.23～5.15）亦会增加自发性早产风险。有过1次手术流产史（RR=0.67,95%CI：0.42～1.01）或2次及以上手术流产史（RR=0.97,95%CI：0.51～1.85）与总早产或自发性早产（RR=0.72,95%CI：0.43～1.22）关联无统计学意义。结论 既往药物流产史是早产或自发性早产的独立危险因素。     

早产危险因素meta分析

目的　综合分析中国早产发生的危险因素。方法　采用meta分析对国内 1994~2003年发表的有关早产危险因素的文献进行汇总、归纳和定量综合分析。结果　前置胎盘、产前出血、胎膜早破、多胎、臀位、妊高症、流产史、产前检查的合并OR值及其 95%C1分别为 7. 8781(5. 0103-12. 3876)、5. 4065(3. 009-8. 8552)、4. 4165(3. 2983-5. 9133)、4. 3601(2. 6414-7. 1973)、2. 7070(1. 8331~3. 9972)、2. 0432 (1. 3512-3. 0895)、1. 1651 (0. 7518 ~1. 8057)、0. 2946 (0. 2269 -0. 3824)。结论　前置胎盘、产前出血、胎膜早破、多胎、臀位、妊高症为早产的危险因素,流产史与早产的的关系尚不确定,产前检查为早产的保护因素。     

银川市日内温差与居民心血管病死亡人数的时间序列研究

目的 探讨银川市日内温差（daily temperature range,DTR）与居民心血管病（cardiovascular disease,CVD）死亡的关系。方法 收集2010年1月1日~2015年12月31日银川市居民死亡及气象资料,采用分布滞后非线性模型（distributed lag non-linear model,DLNM）分析DTR与CVD死亡的暴露-反应关系。结果 DTR与CVD死亡呈"J"型关系,以20℃为拐点,随着DTR的增大,死亡效应增加。全年中,极高DTR对CVD死亡效应持续2 d,滞后1 d时最大（RR=1.054,95%CI：1.006~1.104）,男性和<65岁者更易受极高DTR影响。在温暖季节,极大DTR总效应在滞后2 d时最大（RR=1.105,95%CI：1.034~1.182）,男性和各年龄人群均易受DTR影响。在寒冷季节,极高DTR只对<65岁者有危险效应（RR=1.144,95%CI：1.005~1.303）。结论 银川市DTR的心血管病死亡效应呈非线性关系,且存在滞后效应。当DTR接近20℃时,心血管病死亡增加。男性和<65岁人群对极高DTR更敏感,应制定干预策略,有针对性的保护易感人群,以防止高DTR暴露的影响。