陽 琳 羅塏煒 趙善露 周銀柱 李 浩 肖回回 胡世雄 楊土保△ 羅紅梅△

【提 要】 目的 分析長沙市氣象因素與手足口病發(fā)病的關(guān)聯(lián)及其滯后效應(yīng)。方法 收集2016-2019年長沙市手足口病日發(fā)病數(shù)據(jù)及同期氣象數(shù)據(jù)，對(duì)其進(jìn)行關(guān)聯(lián)性分析，采用分布滯后非線性模型分析氣象因素對(duì)手足口病發(fā)病的滯后效應(yīng)。結(jié)果 2016-2019年長沙市共報(bào)告手足口病122788例，年平均發(fā)病率為395.09/10萬，4～7月和11～12月是每年手足口病發(fā)病高峰期。以中位數(shù)18.2℃為參考值，日均氣溫在28.5℃時(shí)對(duì)手足口病發(fā)病的總體效應(yīng)最高(RR=2.70，95% CI：2.04～3.58)，低溫(P5=3.2℃)情況下滯后2d時(shí)RR最大，為1.19(95% CI：1.09～1.30)，高溫(P95=30.7℃)情況下滯后0d時(shí)RR最大，為1.14(95% CI：1.04～1.26)。以中位數(shù)1002.10hPa為參考值，日均氣壓在991hPa時(shí)對(duì)手足口病發(fā)病的總體效應(yīng)最高(RR=2.35，95% CI：1.84～3.02)，低壓(P5=988.7hPa)情況下滯后5d時(shí)RR最大，為1.10(95% CI：1.06～1.13)，高壓(P95=1 015.8hPa)情況下滯后2d時(shí)RR最大，為1.10(95% CI：1.05～1.16)。結(jié)論 日均氣溫、日均氣壓與手足口病發(fā)病呈非線性關(guān)系，并存在明顯的滯后效應(yīng)，高溫、低壓對(duì)手足口病發(fā)病的影響更為顯著。

手足口病(hand foot and mouth disease，HFMD)是一種常見于5歲以下兒童的法定傳染病，此病多由CV-A16和EV-A71兩種腸道病毒引起，大部分患兒癥狀輕微，主要表現(xiàn)為發(fā)熱，口腔皰疹或潰瘍，手掌、足底等部位出現(xiàn)皮疹，部分患兒可能會(huì)出現(xiàn)無菌性腦膜炎、腦干腦炎、腦脊髓炎等重癥表現(xiàn)，個(gè)別甚至發(fā)生死亡[1]。手足口病的流行已經(jīng)成為我國重大的公共衛(wèi)生問題，帶來了極大的經(jīng)濟(jì)和健康負(fù)擔(dān)[2-3]。有文獻(xiàn)報(bào)道氣象因素對(duì)手足口病的發(fā)生和傳播有很大影響，且氣象因素與手足口病發(fā)病通常呈非線性關(guān)系[4]。分布滯后非線性模型(distributed lag non-linear model，DLNM)可以同時(shí)考慮氣象因素對(duì)手足口病發(fā)病的滯后效應(yīng)以及氣象因素與手足口病發(fā)病之間的非線性關(guān)系，估算氣象因素對(duì)手足口病發(fā)病的相對(duì)危險(xiǎn)度(relative risk，RR)[5-6]。故本研究采用該方法探討2016-2019年長沙市氣象因素對(duì)手足口病發(fā)病的影響，以期為手足口病的預(yù)測和防控提供科學(xué)依據(jù)。

資料與方法

1.資料來源

病例信息來源于“中國疾病預(yù)防控制信息系統(tǒng)”中“傳染病報(bào)告信息系統(tǒng)”，按發(fā)病日期和現(xiàn)住址獲得2016年1月1日至2019年12月31日湖南省長沙市手足口病的個(gè)案數(shù)據(jù)。同期人口數(shù)據(jù)來源于“中國疾病預(yù)防控制信息系統(tǒng)”的基本信息系統(tǒng)。同期氣象數(shù)據(jù)由湖南省氣象服務(wù)中心提供，包括日均氣壓(hPa)、日均相對(duì)濕度(%)、日24h降水量(mm)、日均氣溫(℃)、日氣溫差(℃)和日照時(shí)數(shù)(h)。

2.統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

(1)采用excel分類匯總2016-2019年長沙市手足口病日發(fā)病人數(shù)及氣象因素?cái)?shù)據(jù)，建立數(shù)據(jù)庫。采用R 4.1.0軟件對(duì)手足口病與氣象因素進(jìn)行描述性分析及spearman相關(guān)性分析；選取與手足口病發(fā)病存在相關(guān)關(guān)系的氣象因素納入分布滯后非線性模型，以相對(duì)危險(xiǎn)度來評(píng)估不同氣象因素在不同滯后時(shí)間下對(duì)手足口病發(fā)病的影響，檢驗(yàn)水準(zhǔn)α=0.05。本研究主要使用了R 4.1.0軟件的psych、tidyverse、ggplot2、splines、dlnm等軟件包。

(2)分布滯后非線性模型構(gòu)建：參考有關(guān)文獻(xiàn)[7-8]，本研究以手足口病日發(fā)病人數(shù)Yt為因變量，氣象因素weather為自變量，日發(fā)病人數(shù)的概率分布近似服從Poisson分布，故采用類泊松(quasi-Poisson)分布對(duì)應(yīng)的log連接函數(shù)，建立如下回歸模型：log[E(Yt)]=α+cb(weather，β)+∑ns(Zi，df)+ns(time，df)+γdow+δholiday。式中，Yt為t日當(dāng)天的發(fā)病人數(shù)，E(Yt)則是t日的預(yù)期發(fā)病人數(shù)；α為模型截距項(xiàng)，cb()為模型的交叉基矩陣，β為矩陣的回歸系數(shù)；ns()為自然立方樣條函數(shù)，Zi是與所研究氣象因素相關(guān)的其他氣象因素，用于控制其他氣象因素的混雜作用，time為時(shí)間序列變量，取值1，2，3，…，1461，用于控制長期趨勢，df代表自由度；dow、holiday分別是用以描述t日是星期幾、是否為節(jié)假日的變量，用于控制星期幾效應(yīng)和節(jié)假日效應(yīng)，γ、δ是其對(duì)應(yīng)系數(shù)。

結(jié) 果

1.基本情況

長沙市2016-2019年共報(bào)告手足口病病例122788例，每年分別報(bào)告33938例、28750例、39847例、20253例，發(fā)病存在“高低年”的現(xiàn)象；年平均發(fā)病率為395.09/10萬，各年發(fā)病率分別為461.09/10萬、376.05/10萬、503.24/10萬、248.36/10萬。

如表1、圖1所示，長沙市2016-2019年手足口病日均發(fā)病數(shù)為84例，最高610例，最低0例，中位數(shù)63例。每年手足口病的發(fā)病大致呈現(xiàn)雙峰分布，第一發(fā)病高峰在4～7月，第二發(fā)病高峰在11～12月。日均氣壓、日均氣溫、日氣溫差、日均相對(duì)濕度、日24h降水量、日照時(shí)數(shù)的中位數(shù)分別為1002.10hPa、18.20℃、7.20℃、80.5%、0.00mm、1.85h，日均氣溫和日均氣壓呈現(xiàn)較為明顯的季節(jié)周期性，周期性波動(dòng)的方向相反，并且手足口病日發(fā)病數(shù)的高峰并不對(duì)應(yīng)于日均氣壓、日均氣溫的高峰或低谷，而是對(duì)應(yīng)于日均氣壓、日均氣溫的高峰與低谷之間。此外，日24h降水量、日照時(shí)數(shù)、日氣溫差和日均相對(duì)濕度也存在一定的季節(jié)周期性。

圖1 長沙市2016-2019年手足口病和氣象因素的時(shí)間分布

表1 長沙市2016-2019年手足口病日發(fā)病數(shù)與氣象因素的分布情況

2.手足口病日發(fā)病數(shù)與氣象因素間的相關(guān)性分析

長沙市2016-2019年手足口病日發(fā)病數(shù)與各氣象因素的spearman相關(guān)性分析及相關(guān)系數(shù)顯著性檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。日氣溫差、日24h降水量與日發(fā)病數(shù)之間的相關(guān)性無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；日均氣壓與日發(fā)病數(shù)呈負(fù)相關(guān)(rs=-0.42，P<0.05)，日均氣溫、日均相對(duì)濕度、日照時(shí)數(shù)與日發(fā)病數(shù)呈正相關(guān)(rs=0.50、0.13、0.09，P<0.05)。

表2 長沙市2016-2019年手足口病日發(fā)病數(shù)與氣象因素的相關(guān)分析結(jié)果

3.氣象因素對(duì)手足口病發(fā)病的分布滯后效應(yīng)分析

(1)氣象因素及DLNM模型參數(shù)的選取

參考有關(guān)文獻(xiàn)[9-10]，當(dāng)|rs|<0.3時(shí)，兩變量間的相關(guān)性可忽略不計(jì)，故剔除變量日均相對(duì)濕度(rs=0.13)和日照時(shí)數(shù)(rs=0.09)，將日均氣壓(rs=-0.42)和日均氣溫(rs=0.50)作為主要研究的氣象因素，日均氣溫與日均氣壓之間的相關(guān)系數(shù)為-0.88。為避免多重共線性問題，分別對(duì)日均氣溫和日均氣壓建立模型，將與日均氣溫或日均氣壓的相關(guān)系數(shù)<0.5的氣象因素作為混雜因素納入模型。參考既往研究結(jié)果[5，11-13]，將最大滯后時(shí)間設(shè)定為21d，根據(jù)赤池信息量準(zhǔn)則(akaike information criterion，AIC)最小化原則，日均氣溫、日均氣壓的自由度分別為5和3，日均相對(duì)濕度和日照時(shí)數(shù)的自由度分別為5和2，控制長期趨勢的變量time的自由度為8df/年，然后以日均氣溫、日均氣壓的中位數(shù)為參考值進(jìn)行模型擬合。

(2)氣象因素對(duì)手足口病發(fā)病的分布滯后效應(yīng)

如圖2所示，以長沙市2016-2019年日均氣溫中位數(shù)(18.2℃)為參考值，在日均氣溫<18.2℃時(shí)手足口病發(fā)病風(fēng)險(xiǎn)隨著滯后時(shí)間的延長先急劇上升又急劇下降，在-2.5℃滯后2d時(shí)RR值最大，為1.32(95%CI：1.20～1.56)；>18.2℃時(shí)發(fā)病風(fēng)險(xiǎn)隨著滯后時(shí)間的延長呈先減后增再減的趨勢，在32.5℃滯后0d時(shí)RR值最大，為1.16(95%CI：1.02～1.31)。

圖2 氣象因素在不同滯后時(shí)間下的RR變化趨勢

以長沙市2016-2019年日均氣壓中位數(shù)(1002.10hPa)為參考值，在日均氣壓<1002.10hPa時(shí)手足口病發(fā)病風(fēng)險(xiǎn)隨著滯后時(shí)間的延長先減后增再減，在983.5hPa滯后5d時(shí)RR值最大，為1.10(95%CI：1.06～1.15)；>1002.10hPa時(shí)發(fā)病風(fēng)險(xiǎn)隨著滯后時(shí)間的延長先急劇上升又急劇下降，在1 029.5hPa滯后2d時(shí)RR值最大，為1.43(95%CI：1.20～1.71)。

(3)氣象因素對(duì)手足口病發(fā)病的總體效應(yīng)

如圖3所示，在滯后21d的情況下，以中位數(shù)(18.2℃)為參照，手足口病發(fā)病風(fēng)險(xiǎn)與日均氣溫呈“倒V”型曲線關(guān)系，隨日均氣溫的上升呈先增后減的趨勢。當(dāng)日均氣溫>20.5℃時(shí)，表現(xiàn)為手足口病發(fā)病的危險(xiǎn)因素，RR隨著氣溫的升高而上升，在28.5℃時(shí)達(dá)到最大值，為2.70(95%CI：2.04～3.58)，其后隨著氣溫的升高逐步下降。

圖3 氣象因素在最大滯后時(shí)間下對(duì)手足口病發(fā)病的總體效應(yīng)

在滯后21d的情況下，以中位數(shù)(1002.10hPa)為參照，手足口病發(fā)病風(fēng)險(xiǎn)隨日均氣壓的上升先增后減再增。當(dāng)日均氣壓<1002hPa時(shí)，表現(xiàn)為手足口病發(fā)病的危險(xiǎn)因素，RR先增后減，在991hPa處達(dá)到最大值，為2.35(95%CI：1.84～3.02)；日均氣壓介于1002.5～1006.5hPa之間時(shí)，是手足口病發(fā)病的保護(hù)因素，在1 012hPa時(shí)RR值最小，為0.48(95%CI：0.37～0.62)。

(4)氣象因素對(duì)手足口病發(fā)病的滯后效應(yīng)

以日均氣溫中位數(shù)(18.2℃)、日均氣壓中位數(shù)(1002.10hPa)為參照，日均氣溫的第5百分位數(shù)(P5=3.2℃)、第95百分位數(shù)(P95=30.7℃)代表的低溫和高溫以及日均氣壓的第5百分位數(shù)(P5=988.7hPa)、第95百分位數(shù)(P95=1015.8hPa)代表的低壓和高壓的滯后效應(yīng)如圖4所示，低溫和高溫、低壓和高壓滯后效應(yīng)曲線變化趨勢基本相反，低溫和高壓、高溫和低壓滯后效應(yīng)曲線變化趨勢基本一致。

圖4 氣象因素對(duì)手足口病發(fā)病的滯后效應(yīng)

低溫對(duì)手足口病發(fā)病的效應(yīng)在當(dāng)天最小，RR值為0.84(95%CI：0.70～0.99)，之后逐步上升在滯后2d時(shí)達(dá)到最大RR值1.19(95%CI：1.09～1.30)；高溫對(duì)手足口病發(fā)病的效應(yīng)在當(dāng)天最大，RR值為1.14(95%CI：1.04～1.26)。低壓對(duì)手足口病發(fā)病的效應(yīng)在滯后3d時(shí)開始出現(xiàn)，在滯后5d時(shí)達(dá)到最大RR值1.10(95%CI：1.06～1.13)后逐步下降；高壓對(duì)手足口病發(fā)病的效應(yīng)在當(dāng)天最小，RR值為0.83(95%CI：0.75～0.91)，之后逐步上升在滯后2d時(shí)達(dá)到最大RR值1.10(95%CI：1.05～1.16)。

討 論

長沙市屬于湖南省手足口病發(fā)病的熱點(diǎn)區(qū)域，2016-2019年長沙市手足口病年平均發(fā)病率為395.09/10萬，遠(yuǎn)高于湖南省近年報(bào)告水平(湖南省2008-2017年平均發(fā)病率為190.38/10萬)[14]。每年雙峰發(fā)病的現(xiàn)象與株洲、湘潭等省內(nèi)其他市州以及南方大部分省市大體一致，第一發(fā)病高峰大都為4～7月，第二發(fā)病高峰在10～12月，北方省市一般是4～8月單峰發(fā)病，總體上南方比北方早發(fā)，持續(xù)時(shí)間更長[15-17]，體現(xiàn)了手足口病發(fā)病的地域差異性。

DLNM模型的分析結(jié)果顯示，相對(duì)于中位日均氣溫18.2℃、中位日均氣壓1002.10hPa，日均氣溫為28.5℃、日均氣壓為991hPa時(shí)對(duì)手足口病發(fā)病的總體效應(yīng)最高，與株洲、廣州、武漢及上海市浦東新區(qū)等地[15，18-20]的研究結(jié)果接近。這可能是由于此氣象條件適合腸道病毒的存活，并且人們的外出活動(dòng)較為頻繁，更易被感染。低溫(3.2℃)在滯后2d有最大RR；高溫(30.7℃)在滯后0d有最大RR值。低壓(988.7hPa)在滯后5d有最大RR值；高壓(1015.8hPa)在滯后2d有最大RR值。高溫、高壓的最大滯后效應(yīng)出現(xiàn)時(shí)間早于低溫、低壓，高溫與低溫、高壓與低壓的最大RR值較為接近，與株洲、曲靖、荊州、石家莊等地區(qū)[5，12-13，15]的研究結(jié)果一致。

綜上所述，日均氣溫、日均氣壓與手足口病發(fā)病風(fēng)險(xiǎn)呈非線性關(guān)系，影響存在持續(xù)性和滯后性，可利用其進(jìn)行手足口病預(yù)警，為群眾提供風(fēng)險(xiǎn)預(yù)報(bào)。同時(shí)，本研究存在一定不足，研究的氣象數(shù)據(jù)由氣象站點(diǎn)監(jiān)測得來，但因室內(nèi)空調(diào)、暖氣等設(shè)施的存在，以及人們待在室內(nèi)的時(shí)間較長，該數(shù)據(jù)并不能完全代表人群的暴露水平。研究對(duì)象并不包含隱性感染者、輕癥未就診者及漏報(bào)病例；也沒有考慮社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素、行為生活習(xí)慣、疫苗接種等對(duì)手足口病發(fā)病的影響，因此，在后續(xù)研究中還應(yīng)關(guān)注更多的影響因素及其交互作用，進(jìn)行更全面的分析。此外，本研究結(jié)果只適用于長沙市，若要將研究結(jié)果應(yīng)用到更多地區(qū)，需收集更多市、縣、區(qū)的相關(guān)數(shù)據(jù)，使用多變量meta分析對(duì)各地區(qū)的DLMN模型結(jié)果進(jìn)行合并分析。