妊娠间隔对南埃塞俄比亚城市早产儿、低出生体重和围产期死亡的影响:一项前瞻性队列研究

背景

早产、出生体重过低和围产期死亡是相互关联的常见不良围产期结局，也是导致新生儿死亡的公共卫生问题，在发展中国家尤其如此。尽管埃塞俄比亚半数以上的妇女在前次分娩后的短时间间隔内怀孕，但短时间间隔是否会增加不良围产期结局的风险尚未得到充分研究。因此，我们旨在评估妊娠间隔(IPIs)对不良围产期结局的影响。

方法

一项基于社区的前瞻性队列研究在南埃塞俄比亚城市的2578名孕妇中进行。IPI < 24个月(IPI < 18和18 - 23个月)的孕妇为暴露组，IPI 24 - 60个月的孕妇为未暴露组。对ipi对早产和低出生体重的影响进行了多水平分析(混合效应)，并对围产期死亡的二元结果(固定效应)进行了广义线性模型，置信水平为95%。

结果

本研究发现，与24-60个月相比，IPI < 18个月的早产儿(校正相对危险度(ARR) = 1.35, 95% CI: 1.02, 1.78)、足月低出生体重(ARR = 2.20, 95% CI: 1.35, 3.58)和围产期死亡(ARR = 3.83, 95% CI: 1.90, 7.71)的风险增加。结果表明，研究人群中约9%的早产，21%的足月低出生体重和41%的围产期死亡归因于IPI < 18个月。在研究人群中，这些可以通过去除IPI < 18个月来预防。18-23个月的IPI对三个不良围产期结局没有影响。

结论

这项研究表明，18个月以下的IPI比24-60个月的IPI有更高的不良围产期结局风险。仍应适当注意怀孕间隔问题。

我们将妊娠间期(IPI)定义为从活产到女性最后一次月经(LMP)或受孕的时间。1］.IPI持续时间是影响早产、低出生体重、小胎龄、产后出血、胎膜早破、先兆子痫等围产儿结局的重要因素之一[2，3.，4，5］.然而，IPI的最佳持续时间仍然存在疑问，并受到全球研究人员的关注[6，7］.

早产、低出生体重和围产期死亡(死胎和新生儿早期死亡)是相互关联的常见不良围产期结局，是一个主要的公共卫生问题，特别是在低收入和中等收入国家[8，9，10］.在全球范围内，早产是5岁以下儿童死亡的第二大原因，仅次于肺炎[10］.早产婴儿也更容易出现低出生体重，这使得他们的生存更加困难，并导致新生儿死亡[11，12］.研究报告指出，早产和出生体重过低的婴儿更容易在新生儿期死亡[9，12］.

已经确定了早产、低出生体重和围产期死亡的几个危险因素。其中，中等以下教育程度、年龄、胎次、多胎妊娠、妊高征、产前出血、胎膜早破与早产有关。13，14，15］.产妇年龄、产妇受教育程度、财富状况、产妇营养不良、贫血、分娩间隔和早产与低出生体重有关[16，17，18，19］.产妇年龄、产妇受教育程度、早产、贫血、分娩间隔、新生儿早期死亡史和低出生体重与围产期死亡有关[9，20.，21，22］.

在这些因素中，我们对IPI感兴趣是因为全球有可行的干预措施来改变IPI，如现代避孕方法。特别是在埃塞俄比亚，有卫生设施和以社区为基础的平台/战略，用于实施卫生推广方案等[23］.埃塞俄比亚的生育率很高，一半以上的妇女怀孕是在前次分娩后的短时间内发生的[24］.然而，短期IPI(< 24个月)是否与不良的围产期结局(早产、足月低出生体重和围产期死亡)相关尚不清楚。来自多地点社区前瞻性队列研究的证据，阐明ipi与不良围产期结局之间的关系，在埃塞俄比亚的情况下很少。因此，我们假设短IPI < 24个月(IPI < 18个月和18 - 24个月)可能比IPI 24 - 60个月增加不良围产期结局的风险。

因此，我们旨在评估短期ipi对埃塞俄比亚南部城市三种不良围产期结局的影响。这些发现将补充现有的证据，以支持建议，并深入了解预防在前一次活产后不久发生的怀孕在多大程度上有助于预防这些不良围产期后果对公共卫生的影响。

研究设计与设置

一项基于社区的前瞻性队列研究设计在埃塞俄比亚南部Hadiya地区五个城市环境(Hossana、Shone、Gimbichu、Jajura和Homecho)的孕妇中进行。在这项研究中，总共包括18个kebeles(埃塞俄比亚最低的行政单位)。

参与者

在这项研究中，孕妇的队列在1月底被纳入^圣每三个月进行一次挨家挨户的鉴定和登记，确认怀孕三个月(怀孕12周后)，共9个月。2019年7月8日至2020年3月30日，由训练有素的助产士进行了登记。在招募过程中，研究参与者根据暴露变量(IPI)的资格标准被纳入研究。纳入标准是:在招募时怀孕，在最近一次分娩中有活产，并且能够回忆起最后一次分娩的日期。既往活产≥60个月、近期死产、近期流产以及不愿意随访的妇女被排除在外。

样本大小

使用Epi Info StatCalc 7.2.2.6版软件计算2424例样样量(暴露= 1212和未暴露= 1212)，采用队列研究设计公式，假设未暴露(间隔24 - 59个月)结果(低出生体重)的百分比= 8.52%，暴露(间隔< 24个月)结果(低出生体重)的百分比= 11.97%，RR为1.41，未暴露与暴露的比率为1:1,1- α为1.96(双侧)，1- β为0.842。2］.然而，从2019年7月8日至2020年3月30日，通过挨家挨户的识别，共招募了2578名孕妇，并对招募的孕妇进行了随访，直到2020年9月30日。2578人中，1273人是暴露组;IPI < 18个月769例，IPI 18 - 23个月504例。其余1305只为未暴露组(IPI 24 ~ 60个月)。这种分类是基于世界卫生组织对怀孕间隔的建议[1］.

变量和定义

结果变量

依赖/结局变量为早产、足月低出生体重和围产期死亡。

早产的定义是在妊娠37周(28-36周)之前活产的婴儿。

足月低出生体重是指足月出生时(≥37周胎龄)活产婴儿体重低于2500克。

围产期死亡是指妊娠28周至7天内的胎儿死亡，包括死产和新生儿早期死亡。

暴露变量

暴露变量是妊娠期间隔(从活产到随后受孕或妇女最后一次月经的时间)[1］.

混杂变量

混淆变量包括社会人口统计学、经济和生殖变量，如产妇年龄、产妇教育程度、丈夫教育程度、产妇职业、财富状况、前一次分娩方式、首次分娩年龄、胎次和妊娠意向。

数据源

在收集基线数据之前，根据研究目标，根据现有相关文献(已发表的文章和埃塞俄比亚人口与健康调查)编制了问卷[2，3.，24］.英文本由两名以阿姆哈拉语为母语的人士翻译成阿姆哈拉语本(一位是公共卫生，另一位是英语语言和专业文学)。然后由另外两个会说英语的人翻译回英语(同样一个来自公共卫生，另一个来自英语语言和文学)。问卷在Durame镇的50名孕妇中进行了预先测试，而实际的研究人群是有文化关联的。调查人员对不清楚的术语和问题顺序的预测进行了修改。在登记期间，通过面对面访谈收集了家庭层面的社会人口、经济和生殖变量(包括主要暴露变量(IPI))的基线数据。10名训练有素的助产士收集数据，5名公共卫生专业人员进行监督。分配了每个卫生设施的数据收集人员，并为他们每人提供了参与者名单。结果(早产、足月低出生体重和围产期死亡)在分娩、分娩和出院前从客户的图表中收集。

测量

结果确定

早产是指在妊娠37周(36周加6天)之前但妊娠28周之后活产的婴儿。胎龄的计算方法是用分娩日期减去分娩日期，并用周表示。然后将胎龄分为< 37周(1 =早产)和≥37周(0 =非早产)。

足月低出生体重是指足月(≥37周妊娠)出生时出生体重< 2500g的婴儿的体重。体重分为< 2500g(1 =低出生体重)和≥2500g(0 =低出生体重)。

围产期死亡被确定为妊娠28周后和产后7天内(28周至7天)的婴儿死亡。它包括死产(从妊娠28周到分娩时胎儿死亡，出生时没有生命迹象，如胎儿心跳、呼吸和运动)和新生儿早期死亡(分娩后7天内活产婴儿死亡)。如果发生其中至少一种死亡，死胎或新生儿早期死亡，则归类为围产期死亡(1 =是，0 =否)。

暴露确定

暴露变量(IPI)是通过询问妇女最近分娩的日期和最后一次月经来确定的。IPI的计算方法是用最后一次月经(LMP)的日期减去最近分娩的日期。对于回忆LMP日期有困难的妇女，超声用于估计胎龄。LMP减去妊娠持续时间，计算IPI值[1］.为了与世界卫生组织的建议一致，IPI < 24个月的妇女被归类为暴露组，IPI 24 - 60个月的妇女被归类为未暴露组。在分析中，我们进一步将IPI < 24个月(暴露组)分为IPI < 18个月和18 - 23个月，并与IPI 24 - 60个月(未暴露组)进行比较。

混淆的确定

潜在的混杂变量是那些与暴露(IPI)变量和结果(早产、低出生体重和围产期死亡)相关的变量。这些混杂因素是由先前的理论知识和文献确定的[9，14，16，17，18，25］.一个附加的图文件更详细地显示了这一点(参见附加图。1）.潜在的混杂因素确定如下:访谈时报告的年龄以完成年为单位进行测量，并按5年为间隔进行分类。教育状况被衡量为没有正规学校教育，小学教育(1)^圣- 8^th年级)，中等教育(9年级)^th-12^th年级)和高等教育(> 12^th年级或证书，文凭及以上)。职业是通过询问女性日常的主要职业来衡量的。胎次是指妇女分娩的次数，无论分娩结果如何(活产或死产)。第一次分娩的年龄以报告的妇女生第一个孩子时的年龄来衡量。以前分娩方式是指妇女最近一次分娩是自然阴道分娩还是通过其他方式(剖宫产和器械)分娩。怀孕意图是衡量一个妇女在受孕时是否有怀孕的意图。财富指数是用城市住宅的家庭资产来衡量的，包括以下项目:房子的主人，房间的数量，屋顶的材料，地板的材料，外墙的材料，饮用水的来源，厕所的类型，烹饪材料的类型(1 =电，0 =木材/木炭/沼气/天然气等)，收入来源，有无;手机、冰箱、收音机、电视、炉子、椅子、桌子、手表、现代床、自行车、三轮车、摩托车、汽车、驴/马车、银行账户。每个问题被分为两个(1 =是，0 =否)。根据世界粮食计划署和世界卫生组织的建议，将厕所和水源分为改善和未改善的设施。 Principal component analysis was done to generate the components. Finally, the ranking was done into three quintiles (low, middle and high).

分析

描述性分析

数据输入Epi-data 3.1版软件，导出至R 4.0.5版软件进行分析。在分析之前，对所有变量进行数据清理和重新编码。利用相关文献资料对连续变量进行分类和重新编码。使用交叉表法计算分类变量和离散连续变量的频率和百分比。对于缺失的数据，采用完整的案例分析方法。

双变量和多变量回归分析

二元结果的广义线性模型用于评估IPI与围产期死亡的关系。在多变量模型中，IPI对所有可能的混杂变量进行了调整，并以95%的置信水平(p < 0.05)宣布IPI与围产期死亡有显著关联。对于其他围产期结局(早产和月低出生体重)，由于聚类效应的存在，考虑了二元结局的多层次广义线性模型，如下文模型规范部分所述。对个体和社区水平的混杂变量进行多变量多水平模型调整。

模型规范(多级广义线性模型)

本研究应用多层次分析技术来解释数据的层次/聚类性质。聚类变量为kebele，聚类大小为18。在本分析中，二元响应变量(早产和足月低出生体重)被独立考虑用于多层次建模。我们应用了一个二元结果的两级多水平广义线性模型，其中个体(第1级)嵌套在社区(第2级)中。第1级模型代表了包括IPI在内的个人水平因素与结果变量的关联。二级模型代表了社区层面混杂因素对结果的影响。四个模型拟合如下:

模型- 1:它是一个纯截距模型或没有插入协变量的模型。它用于检查社区之间的可变性(集群到集群的变化)，并用于提供是否有合理证据来考虑随机效应模型的信息。模型二:是一个多变量模型调整，只包含个人水平因素，包括IPI。模型iii:是一个多变量模型调整，只包含社区层面的因素。模型- iv:为最终调整模型，包含个人和社区层面的潜在混杂因素。

参数估计

IPI(固定效应)对早产和足月低出生体重的影响用95%置信区间的调整相对危险度(ARR)表示，其公共卫生影响用归因分数(AF)和人口归因分数(PAF)解释。AF和PAF由调整后的RR (附录）.

用类内(群落)相关系数(ICC)来解释群落水平因子(水平2)的变异百分比，用群落方差比例变化(PCV)来表示零模型(模型1)与连续模型之间群落水平方差的变化百分比。

群组简介

共有2578名孕妇接受了随访，直到分娩。其中29人(1%)失去了随访(21人由于研究期结束，8人根本没有任何信息，包括通过电话)，她们的妊娠结局无法确定。29例失去随访者中，暴露组14例，未暴露组15例。对2549名研究参与者的妊娠结局进行了确定。其中，235人早产，96人足月出生体重不足，47人围产期死亡。1例妊娠28周前自然流产，未再随访(图2)。1）.

不良围产期结局的个人和社区因素

女性平均年龄27.5±3.5岁。18个月以下IPI的妇女出现三种不良后果(早产、足月低出生体重和围产期死亡)的比例高于24-60个月IPI的妇女(表1)1）.

妊娠间隔对早产和足月低出生体重的影响

多变量多水平广义线性模型结果

零模型(模型i)显示，整个社区的早产风险存在显著差异(社区方差= 0.5994，P< 0.05)和足月低出生体重(群落方差= 0.7632;P< 0.05)。ICC表明，14.41%的早产风险变异性和18.83%的足月低出生体重风险变异性是由社区因素引起的。在最后的模型(模型- iv)中，社区水平的方差仍然显著(P< 0.05)，即使在控制了个人和社区层面的因素之后。表中ICC值为9.31%2表中9.64%3.当社区水平的早产和足月低出生体重因素分别被包括在内以产生更有效的参数估计时，表明变异性的显著减少。如表所示2和3.， PCV值分别为43.68%和54.02%，说明43.68%的早产风险方差和54.02%的足月低出生体重风险方差是表中最终模型(模型- iv)中提到的个体和社区因素共同作用的结果2早产和表3.足月低出生体重。

在调整了个人和社区水平的混杂因素后，发现IPI < 18个月增加了早产的风险。然而，18-23个月的IPI与早产无关。因此，与怀孕24-60个月的妇女相比，在前一次活产后18个月内怀孕的妇女发生早产的可能性要高35% (ARR = 1.35, 95% CI: 1.02, 1.78)2）.

在IPI < 18个月的暴露类别中，约26% (AF = 25.93%， 95%CI: 1.96, 43.82%)的早产归因于IPI < 18个月。在研究人群中，9% (PAF = 9.26, 95% CI: 0.69, 15.64%)的早产归因于IPI < 18个月。

在调整了个人和社区水平的混杂因素后，发现IPI < 18个月增加了足月低出生体重的风险。与怀孕24-60个月的妇女相比，在前一次活产后18个月内怀孕的妇女分娩足月低出生体重婴儿的可能性高两倍(ARR = 2.20, 95% CI: 1.35, 3.58)。18-23月龄IPI与足月低出生体重无显著相关性(表3.）.

在IPI < 18个月的暴露类别中，约54% (AF = 54.55%， 95%CI: 25.93, 72.07%)的足月低出生体重归因于IPI < 18个月。在研究人群中，21% (PAF = 21.00, 95% CI: 9.98, 27.75%)的足月低出生体重归因于IPI < 18个月。

多重共线性检验

采用方差膨胀因子对年龄和初产年龄进行共线性诊断检验。最大方差膨胀因子值为1.12，接近于1或小于10，说明不存在多重共线性问题。因此，这两个变量保留在调整后的模型中。

模型拟合统计

如表所示2和3.逐次模型的赤池信息准则(Akaike Information Criteria, AIC)值逐渐减小，对数似然值逐渐增大，最终模型(model- iv) AIC值最低，对数似然值最高，表明该模型同时包含个体和社区因素或考虑聚类效应，较合理地拟合数据。

妊娠间隔对围产期死亡的影响

多变量广义线性模型结果

在多变量模型中，控制潜在的混杂变量，发现18个月以下的IPI增加了围产期死亡的风险。因此，与怀孕24-60个月的妇女相比，在前一次活产后18个月内怀孕的妇女围产期死亡的可能性高出近4倍(ARR = 3.83, 95% CI: 1.90, 7.71)4）.

在IPI < 18个月的暴露类别中，约74% (AF = 73.89%， 95%CI: 47.37, 87.03%)的围产期死亡归因于IPI < 18个月。在研究人群中，约41% (PAF = 40.87, 95%CI: 26.20, 48.14)的围产期死亡归因于IPI < 18个月。

在这项研究中，与IPI 24-60个月相比，IPI < 18个月的早产、足月低出生体重和围产期死亡的风险增加。18-23个月的IPI与三种不良围产期结局无显著关联。

IPI低于18个月的女性早产的风险更高。本研究表明，在最后一次分娩为活产且IPI < 18个月的多胎妇女中，约26%的早产归因于18个月以下的IPI，这可以通过移除18个月以下的IPI来预防。在研究人群中(最后一次分娩为活产且IPI < 60个月的多胎妇女)，约9%的早产归因于IPI < 18个月，如果IPI < 18个月不存在，则可以预防。18个月以下的IPI和早产之间的联系在生理学上是合理的。较短的怀孕间隔可能导致较短的时间从之前怀孕和分娩期间发生的异常情况中恢复过来，例如从子宫血管异常重塑中恢复过来的时间，这与早产有关胎膜过早破裂和随后的早产[26］.也可能是由于宫颈功能不全，子宫无法承受压力，无法将妊娠妊娠至足月，因为活产后的时间间隔不足以从分娩前的状况中恢复过来[26］.这项研究的发现得到了先前进行的研究的支持，这些研究报告了较短的ipi与早产之间的关系[2，3.，27，28，29］.然而，IPI的分类在不同的研究中有所不同。

在本研究中，发现18个月以下的IPI比24-60个月的IPI增加足月低出生体重的风险。本研究显示，约54%的足月低出生体重归因于18个月以下的IPI，如果该组中不存在18个月以下的IPI(最后一次分娩为活产且IPI < 18个月的多胎妇女)，则可以预防。同样，在研究人群(最后一次分娩为活产且IPI < 60个月的多胎妇女)中，约21%的足月低出生体重可以通过去除IPI < 18个月来预防。结果表明，将IPI提高到至少18个月，对增加婴儿出生时的体重有好处，也有助于提高以后的生存率。这种联系在生理学上似乎是合理的，并支持了一种假设，即短ipi与母体耗竭综合征或妊娠-母乳喂养重叠有关，这种重叠通过母乳喂养已经出生的孩子和子宫内胎儿的跨胎盘共享来耗尽母体资源。26］.这反过来又减少了子宫内胎儿的营养需求，从而导致低出生体重。虽然IPI的分类在不同的研究中有所不同，但在之前的大多数研究中发现，短IPI会增加低出生体重的风险[2，27，29］.

在这项研究中，与IPI 24-60个月相比，IPI小于18个月的围产期死亡风险更高。该研究报告称，约74%的围产期死亡归因于18个月以下的IPI，如果该组中不存在18个月以下的IPI(最后一次分娩为活产且IPI < 18个月的多胎妇女)，则可以预防这种死亡。如果研究人群(最后一次分娩为活产且IPI < 60个月的多胎妇女)中不存在IPI < 18个月的情况，大约41%的围产期死亡是可以预防的。短IPI导致围产期死亡的确切机制尚不清楚。然而，围产期死亡可能与IPI对早产和低出生体重的影响有关，因为早产婴儿通常出生体重较低，使他们在分娩和分娩期间无法维持呼吸，因此很可能死亡[9］.IPI较短的母亲所生的婴儿和随后的母体耗竭可能在子宫内生长受限，并有进一步导致死产的宫内死亡风险[26，30.］.在分娩过程中存活下来的婴儿也可能在出生后立即死亡，通常在分娩后7天内死亡(新生儿早期死亡)[9，29，31，32］.在这项研究中，短ipi与围产期死亡的关联得到了其他研究的支持[2，9］.

这项研究表明，将IPI增加到24-60个月对健康有好处，可以改善子宫内和分娩后胎儿/婴儿的健康或福祉。也有报道说，较长的间隔可以提高新生儿和儿童的生存率。适当的IPI可使妇女有休息时间从哺乳期压力、叶酸和铁等营养物质的损失中恢复过来，并有助于改善产妇健康状况和随后怀孕的分娩结果。IPI是早产、低出生体重和围产期死亡的可改变危险因素。如今，像现代避孕这样可行的干预措施是可行的。现代避孕方法是我们手边的理想工具，可以将怀孕间隔到最佳持续时间。通过克服使用障碍，如缺乏获取途径、对副作用的恐惧、误解、妇女缺乏决策权、缺乏男性参与等，改善现有现代避孕方法的利用，可以将IPI增加到最佳持续时间(IPI的不良围产期结果风险最小)。计划生育方案还应适当强调怀孕间隔的重要性，以及在怀孕间隔不足的情况下早产、出生体重不足和围产期死亡等风险。产后护理可能是咨询和启动产后避孕措施利用的理想时间，包括免疫接种访问，因为这些时期是解决包括丈夫在内的许多客户的关键时期。改善长效避孕方法的使用，因为长效避孕方法的保护时间比短效避孕方法长，可能有助于实现最佳IPI。 This could be addressed through community-based development programs, such as health extension programs, in addition to health facility-based services. During the postnatal period, the risk of pregnancy might be higher due to sexual initiation since menses was not returned and couples might believe that the lactation amenorrhea method is sufficient. Women who get pregnant again after a live birth might go for an abortion, which risks bleeding and death. Thus, increasing IPI improves maternal health in addition to perinatal outcomes.

然而，尽管本研究试图将其最小化，但可能存在目标受众在口译过程中需要考虑的局限性。首先，我们根据女性对最后一次分娩日期和最后一次月经日期的回忆来计算ipi，可能会出现一些与回忆相关的偏差。其次，尽管我们采用了基于多站点人群的研究来减少选择偏差，但仍有一些女性可能未被纳入研究。第三，由于本研究依赖于社区数据收集，我们无法收集以往的不良妊娠结局数据，如早产史和低出生体重史。这可能在某种程度上影响了估计。第四，由于样本量小，IPI与围产期死亡(罕见情况)的关联缺乏准确性。读者在解读时需要考虑到这一点。尽管存在这些潜在的局限性，但本研究有其强大的一面:首先，它是一项多地点社区研究，提供了更多关于结果发生率的信息。其次，与其他观察性研究相比，这是一项前瞻性队列研究，可以阐明暴露与结果之间的时间关系。第三，我们还考虑了聚类对潜在的未观察到的异质性(聚类依赖)的影响，使用了早产儿和足月低出生体重的多级广义线性模型(混合效应)。 Thus, this yields more accurate or unbiased estimates of the parameters such as variance, standard errors, and confidence intervals. Considering the aforementioned limitations, the findings of this study can be generalized for similar populations and contexts.

18个月以下的妊娠间隔比24-60个月的妊娠间隔有更高的不良围产期结局风险。妊娠期间隔短是围产儿不良结局的可改变危险因素。应注意间隔怀孕。改善社区现代避孕方法的使用等预防措施有助于减少不良围产期结果的风险。

本研究中使用和/或分析的数据集可应通讯作者的合理要求向其提供。

房颤:

由于分数

另类投资会议:

赤池信息标准

国际刑事法庭:

类内相关系数

他们将:

Inter-Pregnancy间隔

改善:

人口归因分数

PCV:

方差的比例变化

我们要感谢贡达尔大学和瓦奇莫大学的财政支持。我们非常感谢研究参与者、数据收集者、监督人员和产科病房保健工作者的贡献和支持。

这项研究是由贡达尔大学和瓦彻莫大学赞助的。出资人对论文的收集、分析和写作没有任何贡献，除了资金支持。

作者及单位

1. 埃塞俄比亚贡达尔大学医学和卫生科学学院公共卫生研究所流行病学和生物统计学系，贡达尔

   Belayneh Hamdela Jena, Yigzaw Kebede Gete和Kassahun Alemu Gelaye

2. 埃塞俄比亚贡达尔大学医学与卫生科学学院公共卫生研究所卫生系统与政策系

   加肖·安达吉·比克斯

3. 埃塞俄比亚霍萨纳瓦赫莫大学医学和健康科学学院公共卫生系

   Belayneh Hamdela Jena

贡献

BH、GA、KA、YK参与设计方案;BH, GA, KA和YK进行了分析;BH, GA, KA和YK参与了论文的撰写和编辑;所有作者已阅读并同意稿件。

相应的作者

对应到Belayneh Hamdela Jena。

伦理批准并同意参与

已获得贡达尔大学机构审查委员会(IRB)的伦理许可，注册号:O/V/P/RCS/05/1051/2019。获得了区域和地方卫生局的许可。研究参与者被告知他们是如何被纳入研究的，研究的目的，他们退出或继续研究的权利，以及研究的潜在益处和危害。准备一份书面的知情同意书，并附在问卷上，通过签名或指纹获得每位研究参与者的同意。

发表同意书

不适用。

相互竞争的利益

作者声明不存在利益竞争。

出版商的注意

伟德体育在线施普林格·自然对已出版的地图和机构关系中的管辖权要求保持中立。

附录

AF是根据ARR估计的。AF由公式计算;af = [(rr -1)/ rr]*100。PAF计算为;PAF = Pr(暴露/疾病)*[(r -1)/RR] = Pc*AF。在那里;RR是调整后的相对危险度，Pc是暴露病例的百分比(即病例中暴露的流行程度)。

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