应用捕获-再捕获法估计5岁以下儿童死亡漏报率及死亡率

目的探索用捕获-再捕获方法(CRM)估计5岁以下儿童死亡漏报率和死亡率,评价卫生部门收集5岁以下儿童死亡资料的准确程度.方法利用内蒙古喀喇沁旗卫生和计生两部门1997～2000年的5岁以下儿童死亡登记资料通过核对、入户核查,用CRM估计儿童死亡率.结果用CRM估计研究地区1997～2000年5岁以下儿童死亡数为399人,卫生部门的漏报率为24.8%,并且存在死亡儿童年龄越低死亡漏报率越高的现象;卫生部门1997～2000年报表登记的5岁以下儿童平均死亡率为22.97‰,估计5岁以下儿童死亡率为30.55‰,高于将两部门资料合并得到的儿童死亡率28.56‰.结论可以利用卫生和计生部门现有的信息依靠CRM校正因漏报而造成的数值误差,获得较准确的儿童死亡率.但在使用时必须注意其使用的前提条件,不能盲目地套用公式.     

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-再捕获方法在估计居民全死因死亡漏报率中的应用

目的应用捕获-再捕获方法(CMR)评价合肥市居民死因登记报告的质量,校正常规监测居民死亡率。方法采用分层随机抽样法,对抽取的51,504人调查人口死亡情况,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的95%可信区间(CI)。结果 2007～2009年3年的报告死亡率分别为2.89%、3.34%、3.86%,校正报告死亡率分别为4.17%、4.76%和4.75%。结论使用捕获-再捕获方法可以校正死亡率,适时开展漏报调查可有效弥补常规监测的不足。     

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。     

捕获-再捕获方法估计某区吸毒人群中HIV感染情况

目的 :探索建立估计吸毒人群中 HIV感染情况的方法 ,为今后开展针对吸毒者的相关服务提供依据。方法 :以4个月为间隔 ,将吸毒者出入强制戒毒所登记的记录作为前后两次捕获资料来源。应用 Seber的调整公式 ,对湖南省洪江区吸毒者人数进行估计。采用当年在所监测的感染率推算感染人数。结果 :采用捕获 -再捕获方法估计总吸毒人数 10 6 9人(95 % CI:4 6 0 ,16 14 )。当年监测 HIV感染率为 8.8% ,推算该区吸毒者中 HIV感染人数为 94人 (95 % CI:4 0 ,14 2 )。结论 :捕获 -再捕获法可以满足对吸毒人数的估计。     

用捕获-再捕获方法估计林州市传染病死亡人数

目的应用捕获-再捕获方法估计林州市2004—2005年的传染病死亡人数，以评价死因登记处中传染病死亡数据的完整性。方法收集林州市死因登记处、民政和公安三来源2004—2005年的传染病死亡登记资料。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。利用三来源的对数线性泊松模型估计林州市2004—2005年真实的传染病死亡人数。结果在2004—2005年共报告传染病死亡人数为361人；用捕获-再捕获方法估计传染病死亡人数为375人（95％CI：367～393），以此估计值作分母，登记处的漏报率为6．7％，公安、民政和登记处资料合并后的漏报率为3．7％。结论运用捕获-再捕获法对传染病死亡登记进行估计，可以校正因漏报而造成的数值误差，获得较准确的传染病死亡人数。     

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-再捕获方法估计湖南省洪江区吸毒人数的调查

目的 估计湖南省洪江区吸毒人数。方法应用捕获-再捕获法对洪江区吸毒者人数进行估计，同时，应用最优分配随机分层抽样的方法验证。一种捕获-再捕获法(CR1法)以抽样调查调查人数为第一次捕获，以公安部门登记在册687人为再捕获。应用Seber调整公式，计算估计吸毒人员总人数。另一种(CR2法)采用戒毒所登记的记录，以4个月为间隔，前后两次为捕获-再捕获。最优分配随机分层抽样方法则采用访谈，获得数据。结果抽样调查共调查1388人，发现吸毒人员24人，占1．73％；洪江区总人口为72709人，估计总吸毒人数1258人。CR1法估计总吸毒人数904人；CR2法估计总吸毒人数1069人。三种估计数差别无统计学意义，但高于公安部门在册人数1．3～1．6倍。结论捕获-再捕获法可以满足对吸毒人数的估计。     

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。     

捕获-再捕获方法在腹泻病调查中的应用

应用捕获 -再捕获方法对某县 1 999年 5月 1日 - 6月 30日期间 7个乡镇 44451人腹泻病发病状况进行调查 ,获得腹泻病人估计发病数 442人 ,罹患率为 0 .99%。调查结果表明 ,捕获 -再捕获方法具有明显的快速、准确、省时、省力的优点 ,为今后在流行病学调查中应用开辟了新途径。     

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。     

捕获-标记-再捕获法在男男性行为人群规模估计中的应用

[目的] 估计上海市男男性行为者(MSM)人群规模。[方法] 采用捕获-标记-再捕获法对MSM人群进行人群规模的基数估计。通过网络调查,获取捕获-标记-再捕获法的重要参数。用滚雪球的方法招募现场调查对象,并对调查对象开展进行面对面问卷调查。[结果] 捕获-标记-再捕获法估计出上海市MSM人群规模的基数为86 883人(36 260人至137 506人)。[结论] 本市基于MSM网站和现场调查的捕获-标记-再捕获法的MSM人群规模估计方法,能满足方法的应用条件,可信度较高。     

深圳市儿童1型糖尿病发病率调查

目的:获得深圳地区儿童1型糖尿病(T1DM)年发病率资料,为进一步研究儿童糖尿病提供依据。方法:该研究采用捕获再捕获方法(Capture Recapture Method,CRM)回顾性调查深圳市所有1999年1月1日～2006年12月31日新发病的0～14岁T1DM儿童,按2000年深圳市人口普查公布的数据和2005年1%人口抽样调查数据的平均值作为1999～2006年的平均人口数计算年龄别和性别别年发病率。结果:1999～2006年共调查深圳市0～14岁儿童T1DM39例,男19例,女20例;平均年发病率为0.7370/10万,预计年发病率为0.7559/10万(95%CI:0.7181～0.7937/10万);8年中以2004年的发病率最高(1.9654/10万);以10～14岁组年发病率最高(1.2700/10万);男女性别间T1DM发病率(男:0.7145/10万,女:0.7598/10万)差别无统计学意义(χ2=0.04,P>0.05)。结论:深圳市儿童T1DM年发病率为0.7370/10万,预计年发病率为0.7559/10万(95%CI:0.7181～0.7937/10万),10～14岁组儿童T1DM发病率较高,男女性别间T1DM年发病率差别无统计学意义,与其它国家相比深圳市0～14岁儿童T1DM年发病率处于较低水平,而与国内其它城市相比,深圳市0～14岁儿童T1DM年发病率处于中等偏高水平。     

基于DRGs的新生儿产伤发生率调整研究

目的对新生儿产伤情况及影响因素进行调查,评价WI-DRGs对新生儿产伤风险模型的调整效果,探讨WI-DRGs对质量指标评估的作用。方法对3所医疗机构2011—2016年新生儿产伤率及影响因素进行分析,并建立DRGs调整的新生儿产伤logistic回归模型,评估WI-DRGs对新生儿产伤率的调整效果。结果新生儿产伤发生率为0.852/‰,对新生儿产伤有统计意义的影响因素为新生儿出生体重、产妇合并症与并发症、WI-DRGs分组等。应用logistic模型估计期望新生儿产伤数,计算甲、乙、丙医院新生儿产伤比(实际/期望)分别为1.082、1.050、0.839。结论 WI-DRGs是有效的质量指标调整工具,今后应在新生儿产伤率的研究基础上,利用DRGs结合NLP、QDM等信息应用技术,开发并建立适合我国妇幼专科的信息化综合质量评估平台。     

低出生体重对儿童认知发展影响的研究

目的 探讨低出生体重对8～11岁儿童认知能力发展以及对儿童心理行为方面的影响。方法采用队列研究方法,对两组儿童进行韦氏智力测验、精神运动能力测试、感觉统合功能评定、Conners儿童行为问卷调查和一般情况问卷调查研究。结果 两组儿童的智商、精神运动能力、感觉统合功能、多动指数等方面,差异均有显著性意义。结论 LBW(Low Birth Weight)不仅影响儿童的身体健康,而且影响儿童的认知发展能力。LBW儿童的认知能力不能依靠自然恢复达到NBw(Normal Birth Weight)儿童的认知水平。必须及早给予积极的干预措施。     

高频振荡通气治疗极低出生体重儿呼吸衰竭

目的探讨高频振荡通气(HFOV)治疗极低出生体重儿呼吸衰竭的疗效。方法对应用HFOV治疗极低出生体重儿呼吸衰竭21例的临床疗效进行总结分析。结果HFOV能明显地改善患儿的通换气功能,在HFOV治疗1/2小时、6小时、12小时、24小时、48小时后各项观测指标(包括FiO2、a/APaO2、PaCO2、OI)均有明显改善,治疗6小时PaCO2基本降至正常,OI和FiO2逐步降低,21例患儿中完全治愈17例,2例由于多器官功能衰竭、严重感染抢救无效死亡,2例因其他原因在48小时内放弃,无1例气漏发生,无1例慢性肺病(CLD)及晶体后纤维后增生(ROP)的发生。结论HFOV对极低出生体重儿急性呼吸衰竭的治疗有良好的疗效。     

1998年中国低出生体重发生率的分布特点及影响因素

目的 了解中国低出生体重率的分布及影响因素。方法 采用分层抽样方法,抽取11省44个市县1998年7－10月出生的活产儿,用统一的新生儿杆秤进行测量,精确度至25克。结果 ①中国低出生体重率的分布特点是女婴高于男婴;农村高于城市;边远地区高于内地;内地高于沿海。城市平均低出生体重发病率为4.2%。但贫困县及青海省低出生体重率分别为12．2％、11．5％。②本次调查低出生体重率的危险因素有多胎、多产次、孕周不足、高海拔、低国民生产总值及妇女贫血等。结论 我国城市低出生体重发生率已接近发达国家水平,但边远地区及贫困县低出生体重率仍较高,应采取措施。