应用捕获-再捕获方法估计林州市全死因死亡率和漏报率

[目的]应用捕获-再捕获方法估计林州市2004～2005年全死因死亡率,评价全死因登记处收集死亡资料的完整性. [方法]收集林州市死因登记处、民政和公安3部门2004～2005年的全死园死亡登记资料.不同来源数据间的匹配使用姓名、年龄、性别、死亡时闻、死亡原因和居住地址等变量.使用对数线性泊松模型估计3样本中都没有出现的死亡人数. [结果]2004～2005年期间3来源资料中共报告全死因死亡人数为13007人,死亡率为6.42‰.其中,登记处报告的全死因死亡人数为12261人,死亡率为6.06‰.用捕获-再捕获方法估计的全死因死亡人数为13402人,死亡率为6.62‰.登记处的漏报率为8.5%,合并样本的漏报率为2,3%. [结论]仅仅使用登记处或合并样本资料会低估全死因死亡率,而利用公安、村访谈、登记处等部门现有的资料,使用捕获-再捕获方法可以校正低估的全死因死亡率.     

应用捕获-再捕获法估计5岁以下儿童死亡人数

目的 应用捕获-再捕获方法 估计林州市2004—2005年5岁以下儿童死亡人数,评价全死因登记报告中5岁以下儿童死亡数据的完整性。方法 通过林州市居民全死因登记处、全国第3次死因调查的村访谈资料和公安部门3个来源收集林州市2004—2005年5岁以下儿童死亡资料。不同来源数据间的匹配采用姓名、年龄、性别、死亡时间、死因和居住地址等变量。考虑到样本间的相依性和异质性,在年龄、性别分层中使用对数线性模型估计三样本中都没有出现的5岁以下儿童死亡理论数,加上已知观察数,得到估计死亡总数。结果 林州市2004—2005年3个来源资料合并共报告5岁以下儿童死亡人数为359例,死亡率为2.16%。其中,居民全死因登记处报告的儿童死亡人数为291人,死亡率为1.75%;用捕获-再捕获方法 估计的儿童死亡人数为398人,死亡率为2.39%。登记处的漏报率为26.9%,合并样本的漏报率为9.8%;女童组更易被漏报,同时在低年龄儿童组死亡漏报率较高。结论 仅使用居民全死因登记处或合并样本资料会低估5岁以下儿童死亡人数。在公安部门、死因调查的村访谈资料、居民全死因登记处等部门的现有资料基础上使用捕获-再捕获方法 ,可以校正低估的5岁以下儿童死亡人数。     

捕获-再捕获方法在恶性肿瘤死亡登记报告中的应用

目的 应用捕获再捕获方法估计恶性肿瘤死亡人数,评价癌症登记处收集恶性肿瘤死亡资料的完整性.方法 收集林州市癌症登记处、民政和公安3个来源2004至2005年的恶性肿瘤死亡登记资料.用居住地址、姓名、性别、身份证编码、死亡时间、死亡原因等变量对不同来源数据进行匹配.利用3个数据来源的对数线性泊松模型估计林州市2004至2005年实际的恶性肿瘤死亡人数.结果 捕获-再捕获法估计林州市2004至2005年恶性肿瘤死亡数为3140例(95%CI:3124～3.161),比合并样本多71例;对数线性模型中的交互项显示来源间存在的相依性为正,表明在使用两样本的情况下,会造成缺失病人的低估;用捕获-再捕获得到的校正值作分母,癌症登记处的漏报率为6.6%.结论 运用捕获一再捕获法对恶性肿瘤死亡登记进行估计,可以校正因漏报而造成的数值误差,获得较准确的恶性肿瘤死亡人数.     

应用捕获-再捕获方法估计汶上县全死因死亡率和漏报率

目的应用捕获-再捕获方法估计汶上县全死因死亡率,评价死因登记报告系统收集死亡资料的完整性。方法 2009年收集汶上县死因登记报告系统和死因漏报系统的全死因死亡资料。不同来源数据间的匹配使用姓名、年龄、性别、死亡时间、死亡原因和居住地址等变量。应用Chapman and Wittes的无偏估计公式估计目标人群的死亡人数。结果两来源资料中共报告全死因死亡人数为77人,死亡率为7.13‰。死因登记报告系统报告的全死因死亡人数为69人,死亡率为6.39‰。用捕获-再捕获方法估计的全死因死亡人数为79人,死亡率为7.32‰。死因登记报告系统的漏报率为12.6%,两样本合并后,漏报率为2.6%。结论仅使用死因登记报告系统或合并样本资料会低估全死因死亡率,而利用现有的资料,使用捕获-再捕获方法可以校正低估的全死因死亡率。     

应用捕获-再捕获方法评价死因登记报告信息完整性

目的应用捕获-再捕获方法估计汶上县全死因死亡率和漏报率,并评价死因登记报告系统收集死亡信息的完整性。方法收集汶上县死因登记报告系统和死因漏报系统的全死因死亡资料。不同来源数据间的匹配采用标准匹配。应用Chapman和Wittes的无偏估计公式估计目标人群的死亡人数。结果在抽样地区,两来源资料中共报告全死因死亡人数为77人,死亡率为7.13‰。死因登记报告系统报告的全死因死亡人数为69人,死亡率为6.39‰。用捕获-再捕获方法估计的全死因死亡人数为79人,死亡率为7.32‰。死因登记报告系统的漏报率为12.6%,两样本合并后,漏报率为2.6%。结论死因登记报告信息存在明显的漏报,而利用现有的资料,使用捕获-再捕获方法可以校正低估的全死因死亡率。     

捕获-标记-再捕获方法在死亡人口基数估计中的应用

目的探讨捕获-标记-再捕获方法在死亡人口基数估计中的运用。方法以河池市DOMI项目死因监测系统登记死者人数和医学人口普查登记的死者人数分别作为第一捕获数和第二捕获数,应用捕获-标记-再捕获方法估计河池市死亡人口基数。结果河池市2003年1月1日至2005年5月1日间的5~60岁人群死亡人口基数的点估计值为759人,95%可信区间为750~768人,死因监测系统登记率在82.29%~84.26%之间。结论运用捕获-标记-再捕获对死亡人口基数进行估计经济易行,结果较为可靠,适合在死亡登记不完善但有多个资料来源的情况下进行基数估计。     

应用捕获再捕获方法评估山东省死因登记漏报率水平

目的应用捕获-再捕获方法(capture-mark-recapture,CMR)评价山东省居民2012-2013年死因登记漏报率水平,为制定卫生策略提供依据。方法采用分层整群随机抽样法,将全省所有县(市、区)按照2012年死因登记系统报告死亡率分成5层,分层按比例随机抽取14个调查县(区),从抽中的14个县(区)中各随机抽取3个乡镇(街道),每个乡镇(街道)随机抽取10个村(居委会)。从当地公安、民政和村(居委会)搜集人口死亡情况,再与死因登记系统已报告的死亡资料进行比对,计算漏报率。结果本次漏报调查共收集到6 929个死亡案例,其中漏报1 556例,CMR法估算死亡案例为7 622例(95%CI:7 593~7 651),2年合计漏报率为23.15%,2年合计漏报率差异有统计学意义(χ2=697.65,P0.01)。0~4岁组的2年合计漏报率为56.93%。男性合计漏报率为22.31%,女性合计漏报率为24.09%,两者差异无统计学意义(χ2=3.40,P0.05)。结论山东省死因登记存在明显漏报,且层间漏报水平不一致,低年龄段的漏报率较高,部分地区低年龄段的死因登记工作不够完善,应进一步加强死因监测工作质量,提高报告数据的完整性,同时需要分层调整死亡率,以更加准确客观地评价山东省居民死亡水平。     

捕获-再捕获方法在济南市死因漏报调查中的应用

目的 了解济南市死亡个案的漏报情况,为制定卫生策略提供依据。方法 用捕获一再捕获方法(Capture - Mark - Recapture,CMR),采用分层整群随机抽样的方法,全市各县区根据2015年度各乡镇（街道）死因监测数据质量水平,随机抽取4个乡镇（街道）,每个抽中的乡镇（街道）的所有家庭均为调查家庭,调查对象包括调查家庭的所有成员。从当地公安、民政和村(居委会)搜集人口死亡情况,再与死因登记系统已报告的死亡资料进行比对,计算漏报率。结果 2015年济南市死因监测漏报率为9.21%。其中,农村死亡漏报率较城区高2.23%（95%CI:1.17%～3.29%）。0～4岁组较其他年龄组高18.99%（95%CI:9.58%～28.40%）。男性死亡率较女性高0.90%（95%CI:-5.28%～7.08%）,无统计学意义。根据死亡漏报率,调整后的2015年济南市居民粗死亡率为731.45/10万,调整后的人均期望寿命是78.33岁。结论 济南市死因监测系统死亡漏报情况不容忽视,应规范死因报告管理,逐步提高死因监测数据质量。同时,使用捕获一再捕获方法可以校正低估的粗死亡率和人均期望寿命,适时开展漏报调查,是有效弥补常规监测不足的方法之一。     

应用捕获-再捕获法评估云南省疾病监测点居民死亡水平

目的 应用捕获-再捕获方法(CMR)评价居民死因登记报告质量,校正常规监测居民死亡率和婴儿死亡率.方法 采用多阶段随机整群抽样方法,对抽取的37 538户居民逐户调查人口死亡情况,再与同期监测系统所报告的死亡资料进行核对,计算漏报率以及总体死亡率95%可信区间(CI).结果 云南省国家疾病监测点居民死亡漏报率和婴儿死亡漏报率分别为19.86%和44.74%;校正报告死亡率和校正报告婴儿死亡率分别为7.04‰和32.29%.;估计总体死亡率和总体婴儿死亡率95%CI分别为6.89%.～7.18%和23.02‰～41.57%.结论 使用捕获一再捕获方法可以校正低估的全死因死亡率和婴儿死亡率,适时开展漏报调查,是有效弥补常规监测不足的方法之一.     

肿瘤发病人数估计的分层捕获-再捕获方法

目的：建立一种估计广州市越秀区恶性肿瘤发病人数方法,方法：根据死亡统计和医院病案两种来源收集肿瘤病例,建立分层捕获－再捕获模型,应用Bayesian方法估计模型的参数,分析程序由SAS编程语言编写,结果：越秀区男性和女性恶性肿瘤人数的估计值分别为610例和520例,现有调查方式获得的男性和妇性肿瘤发病资料的漏报率的估计值分别为8．5％和5．4％,结论模拟研究的结果说明分层捕获－再捕获模型及对应的参数方法在估计肿瘤发病人数时比较可靠。     

通过多来源数据校核汇聚提高生命登记数据质量

目的评估多来源数据比对校核机制对我国死亡登记信息报告质量的提升作用。方法整合国家卫生部门死亡医学证明信息与全员人口信息、公安部门户口注销信息、民政部门火化信息及人社部门社保终止信息,通过身份证校验,排除无效及重复个案后,估计人群真实死亡水平和死亡医学证明信息的漏报情况。结果整合5个来源数据后,每年可获得的死亡个案信息保持在1000万以上,总量随着收集时间的增长逐渐上升。从不同来源的死亡个案信息报告数量看,死亡医学证明信息、社保终止信息、火化信息的数据上报数量在2015-2018年间有明显提高。死亡医学证明系统经其余任一系统补充后,数据量均可得到不同程度增长。死亡医学证明个案信息占比在过去4年间有显著提升,且在城市地区明显高于农村地区。通过多来源校核补充后,报告死亡率低于4‰的县区数量明显下降,2015年可降至16%。经多来源数据校核补充后,全国死亡漏报情况得到明显改善,2015年漏报率低于20%的县区数量可增至88.1%,2018年全人群漏报率降至5.1%。结论通过多源数据比对,可显著提高数据质量,为推进生命登记全覆盖提供有效方法,为客观反映我国居民健康数据提供数据支撑。     

通过多来源数据校核汇聚提高生命登记数据质量

目的评估多来源数据比对校核机制对我国死亡登记信息报告质量的提升作用。方法整合国家卫生部门死亡医学证明信息与全员人口信息、公安部门户口注销信息、民政部门火化信息及人社部门社保终止信息,通过身份证校验,排除无效及重复个案后,估计人群真实死亡水平和死亡医学证明信息的漏报情况。结果整合5个来源数据后,每年可获得的死亡个案信息保持在1000万以上,总量随着收集时间的增长逐渐上升。从不同来源的死亡个案信息报告数量看,死亡医学证明信息、社保终止信息、火化信息的数据上报数量在2015-2018年间有明显提高。死亡医学证明系统经其余任一系统补充后,数据量均可得到不同程度增长。死亡医学证明个案信息占比在过去4年间有显著提升,且在城市地区明显高于农村地区。通过多来源校核补充后,报告死亡率低于4‰的县区数量明显下降,2015年可降至16%。经多来源数据校核补充后,全国死亡漏报情况得到明显改善,2015年漏报率低于20%的县区数量可增至88.1%,2018年全人群漏报率降至5.1%。结论通过多源数据比对,可显著提高数据质量,为推进生命登记全覆盖提供有效方法,为客观反映我国居民健康数据提供数据支撑。     

上海市浦东新区2006-2010年突发公共卫生事件流行特征分析

目的分析上海市浦东新区2006-2010年突发公共卫生事件流行病学特征,为有效应对各类突发公共卫生事件提供科学依据。方法收集浦东新区2006-2010年突发公共卫生事件网络直报数据资料,应用描述性流行病学方法对资料进行统计分析。结果浦东新区2006-2010年共报告突发公共卫生事件67起,发病1 481人,死亡16人,以一般事件为主,报告数除2008年较多外,呈逐年递减。其中47.7%为传染病事件,主要为水痘、流行性腮腺炎等呼吸道传染病,高峰在4～6月与11～12月。30起发生在学校,占44.8%。职业中毒与高温中暑致死15人,占总死亡人数93.8%。结论浦东新区突发公共卫生事件防控应以传染病事件为主,学校为重点场所,职业中毒与高温中暑是主要致死因素。     

广东省人群疾病死亡因素的定量分析

目的定量分析人口因素和非人口因素对广东省人群疾病死亡变化的影响，为制定可行的防控措施提供依据。方法收集广东省1970—1972年和2004—2005年2次全国死因调查的资料，利用死亡率差别分解法计算出人口因素和非人口因素对各类疾病的贡献值和贡献率。结果2004—2005年广东省全死因死亡率为658．62／10万，1970—1972年为496．12／10万，死亡率上升均为人口因素的影响，其贡献率为138．48％。感染性疾病及母婴疾病死亡率下降72．92％，完全是非人口因素作用（107．11％）。慢性非传染性疾病死亡率上升122．15％，30年间其占总死因构成由51．04％上升到85．35％，人口因素与非人口因素起协同作用，各占58．64％和41．36％。其中，循环系统疾病、恶性肿瘤死亡率非人口因素作用分别占46．32％和63．54％。结论非人口因素对广东省感染性疾病及母婴疾病死亡率下降起了巨大作用。慢性非传染性疾病对居民健康的威胁越来越大，需结合目前已知的可控非人口因素，采取切实可行的防治措施。     

2004—2010年保定市突发公共卫生事件流行病学特点分析

目的了解河北省保定市突发公共卫生事件的流行病学特征,为突发公共卫生事件预防控制提供科学依据。方法采用描述流行病学方法对2004—2010年保定市突发公共卫生事件的流行病学调查资料进行统计分析。结果 2004—2010年共发生40起突发公共卫生事件,共有850人发病,25例死亡。19起为传染性疾病引起的突发公共卫生事件,9起为食物中毒引起的突发公共卫生事件。突发公共卫生事件较集中发生在每年的3—8月份,且大多发生在学校,占46.15%。结论保定市突发公共卫生事件形势不容乐观,应加强重点人群如学生、农民的传染病及食物中毒的预防及控制。     

1973-2005年中国居民传染病、母婴和营养缺乏性疾病死亡趋势

目的 分析1973-2005年我国居民传染病、母婴和营养缺乏性疾病死亡率、死亡构成及其变化趋势.方法 使用3次全国死因回顾调查资料进行统计分析,分别是:1973-1975年中国恶性肿瘤死亡调查,调查人年数为2 513 949 310;1990-1992年中国恶性肿瘤死亡调查,调查人年数为335 213 493;2004-2005年全国第3次死因回顾抽样调查,调查人年数为142 660 482,分为0～、15～、60～岁3个年龄段.根据调查收集的人口资料和死亡个案数据计算年龄别、性别、疾病别粗死亡率,使用2000年我国人口普查的人口计算标化死亡率.结果 1973-1975年、1990-1992年和2004-2005年调查中居民传染病、母婴和营养缺乏性疾病的死亡数分别为4 913 521、284 811和47 161例,粗死亡率分别为195.45/10万、84.96/10万和33.06/10万,标化死亡率分别为158.71/10万、70.76/10万和27.98/10万.2004-2005年调查中城市、农村居民传染病、母婴和营养缺乏性疾病的死亡数分别为11 752、35 409例,粗死亡率分别为24.69/10万、37.35/10万,标化死亡率分别为19.62/10万和32.12/10万;男、女性死亡数分别为26 176、20 985例,粗死亡率分别为35.87/10万、30.11/10万,标化死亡率分别为35.23/10万和26.65/10万;东、中、西部地区的死亡数分别为13 286、13 922和19 953例,粗死亡率分别为25.28/10万、27.97/10万和49.48/10万,标化死亡率分别为21.33/10万、28.10/10万和45.98/10万;死亡排位前3位的传染病、母婴和营养缺乏性疾病为肺炎、结核病、病毒性肝炎,其死亡数分别为14 265、8537和5771例,粗死亡率分别为10.00/10万、5.98/10万和4.05/10万,标化死亡率分别为8.88/10万,5.46/10万和3.74/10万.2004-2005年调查中传染病、母婴和营养缺乏性疾病死亡数占全部死亡数(868 484例)的5.43%.较1973-1975年的27.87%(4 913 521/17 629 350)下降了80.52%.结论 我国传染病、母婴和营养缺乏性疾病的死亡率总体上呈显著下降趋势,农村高于城市,男性高于女性,西部地区高于东、中部地区.     

Occupational deaths among healthcare workers

Recent experiences with severe acute respiratory syndrome and the US smallpox vaccination program have demonstrated the vulnerability of healthcare workers to occupationally acquired infectious diseases. However, despite acknowledgment of risk, the occupational death rate for healthcare workers is unknown. In contrast, the death rate for other professions with occupational risk, such as police officer or firefighter, has been well defined. With available information from federal sources and calculating the additional number of deaths from infection by using data on prevalence and natural history, we estimate the annual death rate for healthcare workers from occupational events, including infection, is 17-57 per 1 million workers. However, a much more accurate estimate of risk is needed. Such information could inform future interventions, as was seen with the introduction of safer needle products. This information would also heighten public awareness of this often minimized but essential aspect of patient care.     

Estimating infectious diseases incidence: validity of capture-recapture analysis and truncated models for incomplete count data

Capture-recapture analysis has been used to evaluate infectious disease surveillance. Violation of the underlying assumptions can jeopardize the validity of the capture-recapture estimates and a tool is needed for cross-validation. We re-examined 19 datasets of log-linear model capture-recapture studies on infectious disease incidence using three truncated models for incomplete count data as alternative population estimators. The truncated models yield comparable estimates to independent log-linear capture-recapture models and to parsimonious log-linear models when the number of patients is limited, or the ratio between patients registered once and twice is between 0.5 and 1.5. Compared to saturated log-linear models the truncated models produce considerably lower and often more plausible estimates. We conclude that for estimating infectious disease incidence independent and parsimonious three-source log-linear capture-recapture models are preferable but truncated models can be used as a heuristic tool to identify possible failure in log-linear models, especially when saturated log-linear models are selected.