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2022, 39(6):679-683.doi:10.11836/JEOM21433

宁波市日均气温与孕妇早产关系的时间序列研究


1. 宁波市妇女儿童医院产四科,浙江 宁波 315012 ;
2. 宁波市疾病预防控制中心,浙江 宁波 315010

收稿日期: 2021-09-12;  录用日期:2022-03-20;  发布日期: 2022-06-25

基金项目: 宁波市医学重点学科建设计划项目(2022-B16);宁波市科学技术局公益性计划项目(202002N3185);浙江省基础公益研究计划项目(LGF20H260006)

通信作者: 张百蕾, Email: 1609723508@qq.com   潘兴强, Email: pank1980@163.com  

作者简介: 舒铭铭(1986—),女,硕士,主治医师;E-mail:Mming527@163.com

[背景] 有关环境气温与孕妇早产关联的研究越来越受到关注,但是既往文献结论尚不一致。

[目的] 探索宁波市环境气温暴露对孕妇早产的影响。

[方法] 通过宁波市妇女儿童医院的电子病历系统收集该院2016年1月—2020年9月的分娩信息、早产资料和孕妇年龄等信息;通过宁波市气象局获取同期的气象资料,包括日均气温、日均相对湿度、日均气压;通过宁波市环境保护局网站的“空气质量实时发布系统”收集SO2、NO2、PM10的每日质量浓度(简称浓度)资料。采用分布滞后非线性模型,按孕妇年龄、生产方式分层,分析环境气温对早产的影响。

[结果] 2016—2020年宁波市早产发生率为5.91%。环境温度与早产的暴露-反应曲线呈“U”型。以22.5 ℃为参考,31 ℃(第95百分位数)和32 ℃(第99百分位数)与早产的滞后21 d累积效应有统计学意义,其RR(95%CI)分别为1.67(1.05~2.65)和1.85(1.09~3.14)。分层分析结果显示,在≥30岁的孕妇中,31 ℃和32 ℃与早产的滞后21 d累积效应有统计学意义,其RR(95%CI)分别为2.09(1.08~4.05)和2.36(1.11~5.03);在自然分娩的孕妇中,32 ℃与早产的滞后21 d累积效应有统计学意义,其RR(95%CI)为1.95(1.02~3.74)。

[结论] 孕妇妊娠期间暴露于高温环境可能会增加早产发生的风险,存在滞后累积效应。

关键词: 环境温度;  早产;  滞后效应;  累积效应 

早产是一种常见的不良妊娠结局,它是新生儿死亡的首要原因,也是≤5岁儿童死亡的重要因素[13],并且会对早产儿神经系统和心理行为的发育产生影响,导致脑瘫或认知功能发育障碍[4-5],给家庭和社会带来沉重的疾病负担[6]

早产的发病机制仍然不明确,它可能与遗传、环境、感染、行为等因素均有关[7]。近年来有关环境与早产的研究越来越受到关注,既往文献显示孕妇在妊娠期间大气可吸入颗粒物(PM10)、二氧化硫(SO2)和二氧化氮(NO2)暴露可增加早产的风险[8-9]。随着研究范围的拓展,有研究发现孕妇妊娠期间暴露于高温会增加胎膜早破的风险,而低温暴露可以减少胎膜早膜发生风险[10]。胎膜早破是围生期最常见的并发症,可导致早产发生率增加。事实上,流行病学研究发现孕妇妊娠期间暴露于极端气温也与早产发生有关,但是这些研究结论尚不一致[1113],极端气温对早产的作用还有待进一步研究[14]。因此,本研究以宁波市的孕产妇为对象,采用分布滞后非线性模型探索气温对孕妇早产的影响,为掌握气温与早产关系提供新的证据。

1   对象与方法

1.1   资料来源

2016年1月—2020年9月的孕妇分娩信息、早产资料和孕妇年龄等信息来自宁波市妇女儿童医院的电子病历系统。新生儿早产定义为自孕妇末次月经的第1日开始计算,妊娠满28孕周,不满37孕周或259 d的分娩者。同期的气象资料来自宁波市气象局,包括日均气温、日均相对湿度、日均气压。SO2、NO2、PM10的每日浓度资料来自宁波市环境保护局网站的“空气质量实时发布系统”。气象数据为宁波市鄞州区监测点,空气质量数据为主城区8个监测点数据的算术平均值。各污染物的日均质量浓度(后称浓度)单位为μg·m−3,均值类型为日均浓度(24 h)。本研究已通过宁波市妇女儿童医院伦理委员会批准(编号:EC2021-M003)。

1.2   统计学分析

采用分布滞后非线性模型(distributed lag non-linear model, DLNM)分析气温对早产的滞后效应和累积效应。首先使用交叉基函数对温度进行转换,它允许估计单滞后日早产变化的非线性效应和累积滞后日的非线性效应,然后使用广义线性模型进行建模。每日早产数一般符合泊松分布[15-16],采用quasi-Poisson回归对每日早产数的自然对数建模,将其作为预测变量的函数。根据赤池信息准则(Akaike information criterion, AIC)最小原则在交叉基函数中确定日平均温度的自由度和滞后日的自由度。结果显示日平均温度和滞后日的自由度均为3时,AIC值最小。此外,还在模型控制了一些潜在的混杂因素[8],具体模型如下:

$$ \begin{split} &\lg [E(Y_{t})] = \alpha + cb\left( {{V_{{\rm{Temp}}}},3,lag,3} \right) + ns\left( {{V_{{\rm{time }}}},3} \right) + \\ &ns\left( {{V_{{\rm{Rh}}}},3} \right) +{\beta _1} \cdot {V_{{\rm{Bp}}}} + {V_{{\rm{P}}{{\rm{M}}_{10}}}} + {V_{{\rm{N}}{{\rm{O}}_2}}} + {V_{{\rm{S}}{{\rm{O}}_2}}} + \beta \cdot {V_{{\rm{DOW}}}} \end{split} $$

其中:Yt,观察日t日当天的早产人次;α是截距;β1β为回归系数;cb是交叉基函数,VTemp表示当日平均气温值,℃;ns表示自然立方样条函数;Vtime表示每日早产人次先后发生次序的数列;VRh表示日均相对湿度,%;VBp表示日均气压,hPa; ${V_{{\rm{P}}{{\rm{M}}_{{\rm{10}}}}}} $ 表示日均PM10浓度值,μg·m−3 ${V_{{\rm{O}}{{\rm{N}}_2}}} $ 表示日均NO2浓度值,μg·m−3 ${V_{{\rm{S}}{{\rm{O}}_2}}} $ 表示是日均SO2浓度值,μg·m−3VDOW为星期几效应,用于控制每日早产人次的短期波动。

根据文献[17],气温对早产影响的最大滞后有效天数为6 d,但是也有研究显示滞后20 d的效应值有统计学意义[18],本研究分别对累积滞后7、14、21和28 d进行了敏感性分析,最终选择滞后天数为21 d建模。此外,还对时间的自由度从3~10进行了敏感性分析,最后选择每年的自由度为6。因此,最终模型为:

$$\begin{split} &\lg [E(Y_{t})] = a + cb\left( {{V_{{\rm{Temp }}}},3,21,3} \right) + ns({\rm{ }}{V_{{\rm{time}}}}{\rm{ }},4 \times 6) + \\ & ns({V_{{\rm{Rh}}}},3) + {\beta _1} \cdot {V_{{\rm{Bp}}}} + {V_{{\rm{P}}{{\rm{M}}_{10}}}} + {V_{{\rm{N}}{{\rm{O}}_2}}} + {V_{{\rm{S}}{{\rm{O}}_2}}} + \beta \cdot {V_{{\rm{DOW}}}} \end{split} $$

考虑到疾病受多种因素的影响,本研究还将孕妇生育年龄(<30岁、≥30岁)和生产方式(剖宫产、自然分娩)纳入研究,分别进行分层分析。根据暴露-反应曲线确定参考温度计算各温度的相对危险度(relative risk,RR),并确定最适宜温度,以最适宜温度为参考分析日平均温度与早产的暴露-反应关系,并计算极端气温(第5、95、99百分位数)的累积滞后效应值。

采用python3.8和R3.63 DLNM软件包进行统计分析和建模,率的比较采用Fisher确切概率法。检验水准α=0.05(双侧检验)。

2   结果

2.1   2016—2020年宁波市气象因素、污染物浓度及每日早产数

2016—2020年宁波市日平均气温、日平均湿度、日平均气压以及日平均SO2、NO2、PM10浓度见表1。其间共有44 534名新生儿出生纳入研究,平均每日早产儿为(1.52±1.39)个。在<30岁和≥30岁以及不同生产方式孕妇的平均每日早产儿数见表1

表1

2016—2020年宁波市气象和污染物指标及每日早产数

Table1.

The number of daily preterm births and meteorological and pollutant indicators in Ningbo from 2016 to 2020

2.2   2016—2020年宁波市早产发生率

2016—2020年宁波市早产发生率为5.91%,其中2019年最低(3.74%),2020年最高(11.79%)。在<30岁和≥30岁的孕妇中,早产发生率分别为6.10%和5.70%,二者差异无统计学意义(P=0.077)。在自然分娩和剖宫产的孕妇中,早产发生率分别为8.06%和3.56%,二者差异有统计学意义(P<0.001)。见表2

表2

2016—2020年宁波市早产发生率

Table2.

The incidence rate of preterm birth in Ningbo from 2016 to 2020

2.3   日平均气温与早产的暴露-反应关系

DLNM模型结果显示,最适合温度为22.5 ℃。以该温度为参考绘制日平均温度与早产的暴露-反应关系图,呈“U”型分布。以所有数据分析结果显示,日平均温度在29.5 ℃时与早产的关联有统计学意义,相对于22.5 ℃,29.5 ℃的RR(95%CI)为1.44(1.00~2.09)。以孕妇年龄、生产方式分层,在≥30岁孕妇中,日平均温度在28 ℃时与早产的关联有统计学意义,其RR(95%CI)为1.50(1.00~2.23);在自然分娩的孕妇中,日平均温度在31.5 ℃时与早产的关联有统计学意义,其RR(95%CI)为1.85(1.01~3.40);在<30岁孕妇和剖宫产孕妇中均未观察到关联有统计学意义。见图1

图 1

日平均温度与早产的暴露-反应关系曲线

Figure1.

The exposure-response curve of daily average temperature and preterm birth

A. 所有数据;B. 孕妇年龄≥30岁;C. 孕妇年龄<30岁;D. 自然分娩孕妇;E. 剖宫产孕妇。图中两条虚线分别表示P5P95日平均温度的参考线,竖实线表示最适合温度(22.5 ℃)。阴影表示RR的95%CI

2.4   日均气温与早产的累积滞后效应

选取P5P95P99的日均气温(分别为3、31和32 ℃),分别计算其对早产在累积滞后0 d(lag0)、7 d(lag0~7)、14 d(lag0~14)和21 d(lag0~21)时相对于22.5 ℃的累积滞后效应。结果显示,以所有数据为分析对象时,31 ℃和32 ℃在lag0~21与早产的关联有统计学意义,其RR(95%CI)分别为1.67(1.05~2.65)和1.85(1.09~3.14),其余均无统计学意义。

以<30岁孕妇为分析对象时,3 ℃在lag0与早产的关联有统计学意义,其RR(95%CI)为1.81(1.04~3.16),其余均无统计学意义;以≥30岁孕妇为分析对象时,31 ℃和32 ℃在lag0~21与早产的关联有统计学意义,其RR(95%CI)分别为2.09(1.08~4.05)和2.36(1.11~5.03),其余均无统计学意义。以自然分娩孕妇为分析对象时,32 ℃在lag0~21与早产的关联有统计学意义,其RR(95%CI)为1.95(1.02~3.74)。以剖宫产孕妇为分析对象时,3、31 和32 ℃在lag 0、lag 0~7、lag 0~14和lag 0~21的累积滞后效应均无统计学意义。见表3

表3

日均气温(P5P95P99)对早产的累积滞后效应[ RR(95%CI) ]

Table3.

The cumulative lag effects of daily average temperature (P5, P95, and P99) on preterm birth [RR (95%CI )]

3   讨论

孕妇是气候变化的脆弱人群,受极端气温的影响较大。本研究以2016年1月—2020年9月宁波市最大妇产科医院出生的44 534名早产儿为对象,采用分布滞后非线性模型分析气温与早产的关联。研究结果显示2016—2020年宁波市的早产发生率为5.91%,气温与早产的关系呈“U”型,日平均温度在≥29.5 ℃时与早产的关联有统计学意义,相对于22.5 ℃,29.5 ℃的RR(95%CI)为1.44(1.00~2.09)。31 ℃(P95)相对于22.5 ℃的21 d累积滞后RR(95%CI)为1.67(1.05~2.65)。

有关高温与早产的研究相对较多,Liang等[18]采用分布滞后模型研究高温(29.9 ℃和30.7 ℃)与早产的关系,结果显示高温暴露可以降低早产的发生率,相对于24.5 ℃,29.9 ℃和30.7 ℃的30 d累积RR(95%CI)分别为0.69(0.60~0.80)和 0.62(0.52~0.74)。这与本研究结果相反,其原因可能与该地区的高温(P95温度为29.9 ℃)低于宁波市有关。但是Li等[19]采用Cox比例风险模型分析了每个季度的平均温度与早产的关系,也发现高温与早产的关联。Sun等[20]采用分布滞后非线性模型,计算滞后4 d的RR,并通过meta分析对各县RR进行汇总分析,结果显示高温与早产有很强关联。Guo等[21]在中国132个城市调查了1 020 471名孕妇的温度暴露和早产情况,根据地区平均温度将城市分为高、中、低温度区域,采用logistic回归分析高温对早产的效应,结果显示高温是早产的危险因素。本研究也提示孕妇妊娠期高温暴露会增加早产的风险。

本研究结果还显示在≥30岁孕妇中,高温与早产的21 d累积滞后效应有统计学意义,但是在<30岁孕妇中无统计学意义,这与Song等[10]研究结果不太一致,他们的研究显示高温在<35岁孕妇中与胎膜早破有关联。但是Zhao等[15]的研究结果显示温度与早产的关系在年龄之间无差异。本研究显示温度和早产的暴露-反应曲线在≥30岁和<30岁中曲线形状相似,均为“U”型,而且21 d累积滞后效应的RR值的可信区间有交叉,因此温度在不同年龄间对早产影响的累积滞后效应还需要进一步研究。同样,在剖宫产和自然分娩人群中虽然累积滞后效应统计学上有差异,但是暴露-反应关系曲线形状也基本相似,且21 d累积滞后效应RR值的可信区间也有交叉,因此还不能说明孕妇生产方式会影响高温与早产的关系。

目前有关低温与早产的研究较少,且结论还不一致。来自瑞典[13]、意大利[22]和美国[20]的研究结果均显示妊娠期间低温暴露与早产无关联,也有研究显示低温是早产的保护因素,能降低早产发生的风险[21]。但是多项研究结果显示低温是早产的危险因素[18-19],近期的一项包含了1 281 859名单胎妊娠的队列研究结果显示在整个妊娠期间暴露极低温度会增加早产的风险,相对于12 ℃,低温(9.1 ℃)的RR(95%CI)为1.03(1.02~1.04)[23]。本研究结果显示仅在<30岁孕妇中低温3 ℃(P5)相对于22.5 ℃的lag0滞后效应有统计学意义,其余各孕妇人群和各累积滞后天数均无关联。但是通过温度与早产的暴露-反应关系的“U”型曲线可以看出极低温对早产作用的RR值较大,且在所有人群中滞后21 d的累积效应达到了2.12,提示极端低温可能增加早产的发生风险。

本研究的局限性在于缺乏如孕妇的营养、体重指数等早产影响因素资料,无法纳入模型进行控制;此外,孕产妇数据仅来自宁波市妇女儿童医院,可能会造成选择偏倚,但是该院是宁波市最大的妇产科医院,每年分娩量超过1万,具有较好的代表性。

综上,本研究提示气温与早产呈“U”型关系,孕妇妊娠期间暴露于高温环境会增加早产的发生风险,暴露于低温环境也有可能增加早产发生的风险。

表1

2016—2020年宁波市气象和污染物指标及每日早产数

Table 1

The number of daily preterm births and meteorological and pollutant indicators in Ningbo from 2016 to 2020

表2

2016—2020年宁波市早产发生率

Table 2

The incidence rate of preterm birth in Ningbo from 2016 to 2020

图 1

日平均温度与早产的暴露-反应关系曲线

Figure 1

The exposure-response curve of daily average temperature and preterm birth

A. 所有数据;B. 孕妇年龄≥30岁;C. 孕妇年龄<30岁;D. 自然分娩孕妇;E. 剖宫产孕妇。图中两条虚线分别表示P5P95日平均温度的参考线,竖实线表示最适合温度(22.5 ℃)。阴影表示RR的95%CI
表3

日均气温(P5P95P99)对早产的累积滞后效应[ RR(95%CI) ]

Table 3

The cumulative lag effects of daily average temperature (P5, P95, and P99) on preterm birth [RR (95%CI )]

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[基金项目] 宁波市医学重点学科建设计划项目(2022-B16);宁波市科学技术局公益性计划项目(202002N3185);浙江省基础公益研究计划项目(LGF20H260006)

[作者简介]

[收稿日期] 2021-09-12

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