Determinanty przedwczesnych urodzin w Kanadzie w latach 1981-1983 i 1992-1994 ad

Aby ocenić, czy zmiany w klasyfikacji urodzeń (jako poronień martwych lub urodzeń żywych) były odpowiedzialne za zmiany w odsetku urodzeń przedwczesnych, wszystkie powyższe obliczenia zostały powtórzone dla wszystkich porodów zamiast samych żywych urodzeń. Wykorzystaliśmy analizę logistyczno-regresyjną do zbadania skutków zmian w częstości porodów mnogich oraz w wieku matek i parzystości w tempie porodów przedwczesnych. Zmienna wskaźnikowa została użyta do reprezentowania wielu urodzeń w modelu (z wartościami 0 i odpowiednio dla pojedynczego i wielokrotnego porodu). Podobnie, dostosowanie do wieku matki i parzystości przeprowadzono za pomocą zmiennych wskaźnikowych, aby przedstawić kategorie wieku matki (mniej niż 20 lat, 20 do 24 lat, 25 do 29 lat, 30 do 34 lat i 35 lub więcej lat) i parzystość (0, 1, 2 lub 3 i 4 lub więcej). Ponieważ od 40 do 50 procent porodów mnogich jest przedwczesnych, iloraz szans uzyskany bezpośrednio z analizy regresji logistycznej nie może być wykorzystany jako szacunek względnego ryzyka. Zamiast tego wykorzystaliśmy równanie logistyczno-regresyjne (z punktem przecięcia i odpowiednimi współczynnikami) do oszacowania bezwzględnego ryzyka przedwczesnego porodu w latach 1981-1983 i 1992-1994; względne ryzyko zostało następnie obliczone na podstawie tych szacunków.
Analizę przeprowadzono najpierw we wszystkich żywych urodzeniach i powtórzono w żywych urodzeniach po 28 lub więcej tygodniach ciąży. Ta ostatnia analiza została opracowana w celu uwzględnienia skutków zwiększenia rejestracji urodzeń na bardzo wczesnym etapie ciąży. Przeprowadzono również analizy dotyczące urodzeń całkowitych, ze statusem przy urodzeniu (poród martwego vs. urodzenie na żywo), jako dodatkową zmienną niezależną.
Wpływ tych i innych czynników na wzrost porodów przedwczesnych był również analizowany za pomocą modelowania regresji Poissona. Zmienną zależną w modelu Poissona była liczba przedwczesnych żywych urodzeń. Dane podzielono według prowincji lub terytorium (9 warstw), roku (14 warstw) i płci (2 warstwy), co dało 252 warstwy. Zmiennymi niezależnymi uwzględnionymi w analizie (poza prowincją lub terytorium, rokiem i płcią) były proporcje urodzeń w każdym wieku matek i kategorii parzystości (jak wcześniej zdefiniowano dla analizy logistyczno-regresyjnej); odsetek urodzeń w wieku ciążowym poniżej 20 tygodni, 20 do 22 tygodni i 23 do 27 tygodni; odsetek narodzin mnogich; wskaźnik urodzenia martwego dziecka; oraz odsetek urodzeń z brakującymi informacjami na temat wieku ciążowego. Oceniliśmy wpływ wczesnego zastosowania ultrasonografii, wykorzystując proporcje żywych urodzeń w 41 lub więcej tygodniach ciąży (i, alternatywnie, odsetek po 42 lub więcej tygodniach) jako wskaźnik zastępczy. Coraz częstsze stosowanie wczesnej ultrasonografii w ustalaniu wieku ciążowego powoduje znaczne zmniejszenie liczby porodów zaklasyfikowanych jako po terminie 15 oraz wzrost liczby porodów zaklasyfikowanych jako przedwczesne 16 (ponieważ wiek ciążowy w oparciu o ostatnią miesiączkę może być błędny wysoka z powodu późnej owulacji). Chociaż użycie takiej zmiennej zastępczej ma ograniczenia (omówione poniżej), zmiany w metodzie oceny wieku ciążowego prawdopodobnie wpłynęły na wskaźniki przedwczesnego porodu.15,16
Problemy numeryczne z dopasowaniem modelu (kolinearnością) były uważane za obecne, jeśli napotkano na nieprawidłowości o dużych błędach standardowych.24,25 W tym przypadku zbadano korelacje między współczynnikami regresji, aby potwierdzić, że wyniki modelu zostały naruszone, a model był następnie wyłączony
[przypisy: anastrozol, buprenorfina, monoderma ]
[podobne: oriflame katalog 8 2015, oriflame katalog 16 2015, pszczoła a osa ]