分布滞后非线性模型

  目的  了解高温热浪对北京市居民死亡风险的附加效应,为制定极端天气事件相关的公共卫生策略提供科学依据。  方法  收集北京市2007 — 2013年逐日死亡人数与同期气象、空气污染资料,应用分布滞后非线性模型建立气温、热浪与死亡之间的暴露反应关系,通过对比热浪日与非热浪日之间的死亡风险来估计不同热浪定义时其附加效应,并分别应用阶跃函数和二次样条函数估计不同热浪持续时间所致的附加效应。  结果  随着热浪定义中阈值温度和持续时间的增加,北京市总热浪日数逐渐减少。不同定义下热浪所致的附加效应不同,热浪阈值温度为研究期间日平均气温的第95分位数（27.62 ℃）、持续时间 ≥ 4 d时,高温热浪对非意外死亡影响的附加效应最大,死亡风险可增加11 %（95 % CI = 4 %～18 %）。热浪持续时间超过2 d后其附加效应开始显现,在超过6 d后急剧上升。对于呼吸系统疾病和循环系统疾病所致死亡,热浪的附加效应最高可分别使其死亡风险增加34 %（95 % CI = 12 %～60 %）、14 %（95 % CI = 4 %～24 %）。女性、中老年、特别是受教育程度较低的人群为高温热浪的敏感人群。  结论  北京市高温热浪可显著增加居民死亡风险,存在因持续高温所致的附加效应,呼吸系统疾病和循环系统疾病患者、女性、中老年、特别是受教育程度较低的人群尤为敏感。     

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...     

基于分布滞后非线性模型的归因风险评估方法及应用

目的介绍基于分布滞后非线性模型的归因风险评估方法,并运用该方法评估宁波市气温暴露造成人群死亡的归因风险。方法分布滞后非线性模型通过交叉基函数实现同时描述因变量在自变量维度与滞后维度的分布,使其能够同时评估出暴露因素的滞后效应和非线性效应。收集宁波市2009-2014年人群死亡和气象资料,利用时间序列分析结合分布滞后非线性模型,评估气温造成人群死亡的归因死亡人数和人群归因分值。结果宁波市2009-2014年日均气温与总死亡的累积暴露-反应关系曲线近似呈L型,26℃为最适宜温度。归因于气温暴露造成的死亡人数为29037例(95%CI:19181~38074),占总死亡的13.39%(95%CI:9.19%~17.49%)。低温的归因风险大于高温,归因死亡人数分别为27088例和1977例,归因分值分别为12.49%和0.91%。结论无论高温或低温均与人群死亡增加相关,低温的归因风险更大。     

分布滞后非线性模型评估气温对赣州市流感发病的影响

目的 利用模型评估气温对流感发病的影响,为流感发病的预警预测提供依据。方法 收集2014－2016年赣州市流感日发病资料和同期气温资料,采用分布滞后非线性模型(distributed lag non-linear model,DLNM)分析气温与流感发病的关系。结果 流感日发病人数与日平均气温、日最高气温、日温差呈负相关(均P<0.05),与日最低气温无关(P>0.05)。流感发病随日平均气温变化而变化,呈非线性关系,25 ℃为最适温度。当日平均温度<16.00 ℃,当天流感发病风险明显上升(RR＞1,95%CI＞1)。当日平均温度<25.00 ℃,滞后1 d的流感发病风险明显上升(RR＞1,95%CI＞1)。结论 气温与流感发病明显相关,但滞后效应较弱。     

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。     

分布滞后非线性模型评估室外温度及湿度对手足口病发病的影响

目的利用模型估算室外温度和相对湿度对手足口病发病的影响。方法收集宁波市江北区2011—2014年手足口病病例资料及同期气象资料,采用分布滞后非线性模型(DLNM)计算日均温度和日均相对湿度变化与手足口病日发病数的相对危险度。结果将温度、相对湿度以及寒暑假以不同的组合进行模型分析,结果显示在独立模型中,温度和湿度可以独立对手足口病发病数产生影响。而在联合模型中,日均温度(18,25]℃或5℃及以下,相对湿度在68%以下,手足口病发病数增加,并存在滞后效应。相对湿度在85%~100%,滞后1~2天时对手足口病发病有保护作用。结论室外温度和湿度在一定范围内的变化可影响手足口病发病,但该变化产生的影响有不同时间的滞后效应。     

基于分布滞后非线性模型探讨日均气温对曲靖市手足口病发病的影响

目的  探究气象因素对曲靖市手足口病(hand, foot, and mouth disease, HFMD)发病的影响及其滞后效应。 方法  采用分布滞后非线性模型(distributed lag non-linear model, DLNM)分析2017-2019年曲靖市气象因素与HFMD发病的相关性及滞后效应。 结果  2017-2019年曲靖市共报告25 902例HFMD,HFMD日发病数与日均气温、降雨量呈正相关,与日照时数呈负相关,以气温对HFMD发病影响最为明显(r=0.51);DLNM拟合结果显示,日均温度20 ℃左右时对HFMD发病的影响最大(RR=1.408, 95% CI: 1.064~1.864, P=0.017);日均温度在无滞后情况下,对HFMD产生的影响最大,随后逐渐降低直至消失。 结论  气温是曲靖市手足口病发病的重要影响因素,其影响有明显的滞后效应;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。     

基于分布滞后非线性模型的湘潭市日均气温对居民死亡风险的影响

目的评估湘潭市日均气温暴露对居民死亡的影响。方法收集湘潭市2015—2017年气象资料、空气污染资料和人群死亡资料,通过拟合分布滞后非线性模型,评估不同日均气温水平对该市人群死亡的非线性效应和滞后累积效应。结果湘潭市每日平均气温与居民非意外总死亡、循环系统疾病死亡呈非线性关系,存在低温冷效应和高温热效应。以平均气温中位数(19℃)作为参考值,居民非意外及循环系统疾病总死亡风险分别在24℃和25℃最低;非意外和循环系统疾病死亡的低温(1℃)冷效应作用时间分别为lag4～lag8和lag4～lag7,均在lag4时RR值最高,RR(95%CI)分别为1.051(1.017～1.083)和1.058(1.018～1.099),之后呈下降趋势;非意外及循环系统疾病死亡风险的高温(32℃)热效应作用时间均为lag0～lag1,lag0时RR值最高,RR(95%CI)分别1.176(1.065～1.298)和1.187(1.051～1.340)。累积冷效应在lag0～7时出现,在lag0～10达到最高;累积热效应出现在lag0至lag0～5,在lag0～2时效应值最高。结论高温和低温均能增加湘潭市居民的非意外和循环系统疾病死亡风险,均存在滞后和累积滞后效应,且冷效应的滞后时间和作用时间均长于热效应。     

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。     

基于分布滞后非线性模型评估气温对淮安市儿科呼吸系统疾病门诊量的影响

目的 探讨淮安市日均气温对儿科呼吸系统疾病门诊量的影响,为儿童呼吸系统疾病发生的早期预警提供科学依据.方法 收集2015-2019年淮安市某三甲医院儿科呼吸系统疾病日门诊量数据及同期气象数据,采用分布滞后非线性模型(distributed lag no-linear model,DLNM),控制长期趋势、星期几效应及其...     

基于分布滞后非线性模型分析河南省安阳市日均气温对居民死亡风险的影响

目的 了解安阳市日均气温对居民非意外和循环系统疾病死亡的影响.方法 利用2016-2019年安阳市人群死亡个案资料,结合同期气象及大气污染资料,采用分布滞后非线性模型(DLNM),在控制长期趋势、季节趋势和其他混杂因素后,研究日均气温与每日非意外死亡、循环系统疾病死亡之间的关系.结果 安阳市日均温度与居民非意外及循环系...     

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。     

宁波市气象因素和空气污染物对居民循环系统疾病死亡影响的分布滞后非线性模型分析

目的 分析宁波市气象因素和空气污染物对人群循环系统疾病死亡人数的影响。方法 对宁波2014—2018年气象因素数据和空气污染物数据及同期居民循环系统疾病日死亡人数进行统计学描述分析,使用分布滞后非线性模型来探究气象因素和空气污染物与宁波循环系统疾病日均死亡人数之间的关系。结果 气温和空气污染物会对人群循环系统疾病的死亡产生影响,极端高温天气在第0～4天(lag0～4)累积增加人群循环系统疾病死亡风险最大,死亡风险最大增加为21.22%(95%CI:3.84%,41.52%);极端低温在滞后第2～7天(lag2～7)的累积增加人群循环系统疾病死亡风险最大,死亡风险最大增加为13.02%(95%CI:0.99%,26.48%)。PM₁₀、PM_2.5、SO₂浓度的增加会使人群的循环系统疾病死亡风险增加。结论 宁波市气象因素和空气污染物均可影响居民循环系统疾病的死亡风险,注意极端天气和高污染天气的防范,在日均气温处于低温或高温,应倡议居民减少外出或注意防护。     

基于分布滞后非线性模型的环境因素与湖州市流感样病例发病的关联及滞后性研究

目的  探讨环境因素对湖州市流感样病例(influenza-like illness,ILI)流行的关联性及其滞后效应。方法  收集2015-2019年湖州市ILI监测信息及同期环境资料,构建分布滞后非线性模型(distributed lag non-linear models, DLNM),探讨ILI与各环境因素之间的具体联系,定量评估各环境因素对ILI发病的累积滞后效应。结果  2015-2019年湖州市共报告ILI 156 078例;各环境因素中,对ILI发病有关联的因素包括平均温度、温差、日照时长、细颗粒物(fine particulate matter, PM_2.5)和SO₂。其中低平均温度(0 ℃)和低日照时长(0 h)在滞后0~2周时,ILI发病风险增加,并分别在滞后1周(RR=1.385,95% CI: 1.110~1.745)和2周(RR=1.228,95% CI: 1.053~1.432)时发病风险最大。高平均温度(30.0 ℃)滞后0周(即时效应)时发病风险最大(RR=1.416,95% CI: 1.171~1.713)。PM_2.5与SO₂的最大发病风险分别在滞后0周和1周。结论  2015-2019年湖州市环境因素中,高温、低温、低日照时长、高浓度PM_2.5和SO₂均会增加ILI的发病风险,并有一定的滞后性。其中高温的影响主要发生在滞后0周,而低温的影响可持续2周。     

基于分布滞后非线性模型探讨上海市诺如病毒感染性腹泻的发病与气象因素的关联

  目的  探讨上海市腹泻患者中诺如病毒感染与气象因素的关联,为诺如病毒感染性腹泻的防控提供科学依据。  方法  收集上海市2012―2019年腹泻病例与上海市各气象监测点逐日气象资料,利用分布滞后非线性模型(distributed lag non-linear model, DLNM)分析诺如病毒感染性腹泻的发病与气象因素的关联。  结果  在21 148名腹泻入院的就诊患者中,诺如病毒检出率为18.75%。其中45~＜60岁人群的检出率最高(22.72%)。DLNM结果显示,相对于日平均气温18 ℃(P₅₀),当日平均气温为-6 ℃时对诺如病毒感染的影响最大(RR=3.06, 95% CI: 1.49~6.30);日平均气温在滞后2 d时对诺如病毒感染产生最大影响(RR=1.15, 95% CI: 1.02~1.29)。相对于日降水量0 mm(P₅₀),当日降水量195 mm时出现最大负效应(RR=0.31, 95% CI: 0.06~1.66)。  结论  上海市腹泻入院就诊患者的诺如病毒感染率较高,低温增加诺如病毒感染性腹泻发病风险,应根据诺如病毒流行特征针对性地开展防控工作。     

基于分布滞后非线性模型分析2010—2017年深圳市温度暴露与神经系统疾病急诊发生间关联

目的 探索温度暴露［热暴露、冷暴露和温度变异 (Temperature Variation,TV)暴露］与神经系统疾病急诊发生间的关联,为气候变化背景下深圳地区温度暴露的风险效应提供证据。方法 采用时间序列类泊松广义相加回归和分布滞后非线性相结合的模型分析2010—2017年深圳市温度暴露对神经系统疾病急诊发生的累积效应和滞后效应。结果 三种温度暴露均会导致神经系统疾病急诊发生风险增加。极端TV暴露的风险效应最高,所对应的相对危险度 (Relative Risk, RR)估计值为1.60(95% CI: 1.28~2.00),极端冷暴露和极端热暴露所致神经系统疾病急诊发生风险的RR估计值分别为1.32(95% CI: 1.09~1.60)和1.22(95% CI: 1.05~1.43);而适度TV暴露、适度冷暴露和适度热暴露的RR估计值分别为1.10(95% CI: 0.97~1.24),1.28(95% CI: 1.11~1.47),和1.19(95%CI: 1.05~1.35)。结论 热暴露、冷暴露和TV暴露均会导致神经系统疾病急诊发生风险增加。在气候变化背景下,除了热暴露与冷暴露外,更应提高对TV暴露的重视。     

交叉滞后路径模型建模策略的模拟研究

目的 通过模拟试验,研究在不同样本量、随访间隔,以及不同交叉滞后路径系数组合的情形下,交叉滞后路径模型的表现。通过实例分析,比较不同建模情形下的模型结果。方法 首先基于两断面交叉滞后路径模型生成模拟数据集,然后在总数据集中随机抽样进行模型估计。通过遍历不同样本量及自相关系数,比较模型估计的Ⅰ类错误、检验效能、偏倚、标准误和均方误差。基于美国全国女性健康研究,使用两种建模策略探究身体质量指数(BMI)与血压之间的时序关系。结果 当样本量达到500后,模型拟合趋于稳定。当纳入到模型中样本的随访间隔不一致时,模型的检验效能未受到明显影响,但模型估计的Ⅰ类错误率达到0.12～0.15,标准误和均方误差也有所增大。当随访间隔一致时,自相关系数的大小对模型估计的误差影响较小,而模型估计的偏倚在自相关系数偏大或偏小时均有增大趋势。当两变量的自相关系数不相等时,模型的估计基本不受影响。实例分析结果显示,当纳入的研究对象随访间隔不一致时,BMI与血压之间为双向时序关系;而当纳入随访间隔一致的研究对象时,BMI与血压之间表现出BMI→血压的单向时序关系。结论 在交叉滞后路径模型建模过程中,样本量以及随访断...     

2011—2015年湖南省丙型肝炎发病的空间分布特征及其空间滞后回归模型的应用

目的探讨湖南省丙型肝炎(丙肝)发病的空间聚集情况以及建立空间回归模型,探索影响湖南省丙肝发病的因素,为公共卫生决策提供证据支持。方法使用全局Moran’s I系数与局部Moran’s I系数描述湖南省2011—2015年丙肝发病的聚集性情况;基于模型LM统计量值决策并建立适宜的空间依赖性回归模型,并使用模型R2,AIC与SC值评价模型拟合效果。结果 2011—2015年,湖南省丙肝发病率的全局Moran’s I系数分别为0.354 2、0.370 3、0.356 9、0.425 7、0.460 9,各年的Moran’s I系数近似正态性检验差异均有统计学意义。局部高发地区集中在湘西怀化、湘中衡阳和邵阳等地。建立了空间滞后性回归模型,模型的R2,AIC与SC值分别为0.627 1、1 020.86、1 034.96,引入的变量有人类免疫缺陷病毒(HIV)感染率(1/10万)、城市化水平(%)以及人均年收入(元),回归系数分别为1.050 8、0.560 6、-0.001 0。结论 2011—2015年,湖南省丙肝发病具有地区聚集性,且聚集性呈逐年增高趋势。湖南省地区新发HIV感染率、地区城市化水平与地区丙肝发病率呈正相关,地区人均年收入与地区丙肝发病率呈负相关。     

用于CT配置数量预测的滞后计量模型研究

目的：探讨并筛选与CT配置数量相关的社会经济，地理、人口、卫生等方面的统计指标，并在此基础上建立各省市区CT配置总量的预测模型，为卫生行政主管部门制定设置配置规划提供决策依据。方法：使用多元逐步回归的方法，筛选与区域内CT数量相关的因素建立数学模型。结果：共筛选了医生数，是否为西部地区，人口密度，是否为中部地区，县级行政区划数，职工人均工资和城镇社区服务设施数等7个指标进入模型。结论：本模型的建立无论在理论方面还是在实践方面，都具有重大意义，为卫生行政主管部门的设备配置决策提供了新的思路与技术方法。     

非线性结构方程模型的研究进展

结构方程模型(structural equation model,SEM)是一种用来分析多指标变量间错综复杂关系结构的多元统计分析方法.