不同統(tǒng)計(jì)方法在手足口病季節(jié)性分析中的比較研究*

唐咸艷 周 穎 李 嶠 歐陽(yáng)云 仇小強(qiáng) 黃高明 周紅霞

廣西醫(yī)科大學(xué)公共衛(wèi)生學(xué)院流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)教研室(530021)

不同統(tǒng)計(jì)方法在手足口病季節(jié)性分析中的比較研究*

唐咸艷 周 穎 李 嶠 歐陽(yáng)云 仇小強(qiáng) 黃高明 周紅霞△

廣西醫(yī)科大學(xué)公共衛(wèi)生學(xué)院流行病與衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)教研室(530021)

目的 比較不同統(tǒng)計(jì)方法在手足口病季節(jié)性研究中的應(yīng)用價(jià)值，為手足口病季節(jié)性防控提供科學(xué)依據(jù)。方法 以南寧市手足口病為例，收集2006-2009年南寧市各鄉(xiāng)鎮(zhèn)、城區(qū)手足口病的新發(fā)病例數(shù)，利用流行曲線、季節(jié)指數(shù)、變異系數(shù)、圓形分布法以及掃描統(tǒng)計(jì)量等方法分析手足口病的季節(jié)性趨勢(shì)。結(jié)果 流行曲線直觀描述南寧市手足口病高發(fā)月份集中在4-7月，12月和1月呈現(xiàn)小高峰。季節(jié)指數(shù)判斷1月、4-7月為南寧市手足口病的高發(fā)季節(jié)，以5-6月份發(fā)生強(qiáng)度最大。圓形分布顯示南寧市手足口病的高發(fā)日期為5月10日，高發(fā)時(shí)段跨度大。變異系數(shù)顯示5-6月和9月的變異程度較低，為潛在的季節(jié)性月份。掃描統(tǒng)計(jì)量顯示南寧市手足口病高發(fā)時(shí)段集中在4月下旬到7月上旬之間，以5-6月份最為高發(fā)；高發(fā)時(shí)段的相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)為非高發(fā)時(shí)段的1.33～1.85倍。結(jié)論 不同統(tǒng)計(jì)方法在檢測(cè)手足口病季節(jié)性規(guī)律時(shí)的側(cè)重面、精確性和實(shí)際意義有所不同，探測(cè)到高發(fā)時(shí)段的價(jià)值和意義亦有所不同。變異系數(shù)描述疾病在某時(shí)段內(nèi)流行強(qiáng)度的變異度，變異度高說(shuō)明疾病流行強(qiáng)度的強(qiáng)弱交替，但變異度低可能意味著普遍高發(fā)或普遍低發(fā)。流行曲線、季節(jié)指數(shù)雖可直觀描述手足口病的季節(jié)趨勢(shì)，但缺乏統(tǒng)計(jì)推斷，可能受隨機(jī)誤差的影響。圓形分布可定量探測(cè)出具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的手足口病高發(fā)日期和高發(fā)時(shí)段，但可能因高發(fā)時(shí)段跨度較大，而失去實(shí)際意義。掃描統(tǒng)計(jì)量兼顧手足口病的時(shí)空信息，在校正單純性時(shí)間變化趨勢(shì)和周內(nèi)效應(yīng)后，可探測(cè)到更精確、穩(wěn)定和更具實(shí)際意義的高發(fā)時(shí)段，在探討手足口病的季節(jié)趨勢(shì)中具有優(yōu)勢(shì)。

手足口病 圓形分布法 掃描統(tǒng)計(jì)量 季節(jié)分析

手足口病呈現(xiàn)一定的季節(jié)性分布，但各地區(qū)間的高發(fā)期不盡相同[1-2]。手足口病在地區(qū)間的季節(jié)性差異可能是其傳播機(jī)制與當(dāng)?shù)厣鷳B(tài)因素相互作用的結(jié)果，也可能是探討手足口病季節(jié)性所用的方法不同而引起的差異。因此，運(yùn)用合理的統(tǒng)計(jì)方法，及時(shí)查明當(dāng)?shù)厥肿憧诓〉募竟?jié)性特征，是科學(xué)防控手足口病的重要前提。本研究以南寧市手足口病為例，旨在探討傳統(tǒng)統(tǒng)計(jì)方法(流行曲線、季節(jié)指數(shù)、變異系數(shù)、圓形分布法)，以及掃描統(tǒng)計(jì)量在手足口病季節(jié)性分析中的價(jià)值，為手足口病的季節(jié)性防控提供依據(jù)。

資料與方法

1.資料來(lái)源

2006年1月1日-2009年12月31日逐日南寧市各鄉(xiāng)鎮(zhèn)(城區(qū))手足口病發(fā)病資料來(lái)源于國(guó)家法定傳染病網(wǎng)絡(luò)直報(bào)系統(tǒng)，人口數(shù)據(jù)來(lái)源于廣西統(tǒng)計(jì)年鑒。通過(guò)發(fā)病數(shù)和人口數(shù)計(jì)算出南寧市各鄉(xiāng)鎮(zhèn)、城區(qū)手足口病的發(fā)病率(1/10萬(wàn))。

2.統(tǒng)計(jì)方法

(1)流行曲線：直觀描述疾病的發(fā)生水平隨時(shí)間的變化趨勢(shì)。

(2)季節(jié)指數(shù)

季節(jié)指數(shù)是時(shí)間數(shù)列中將一定時(shí)期內(nèi)因季節(jié)變動(dòng)而出現(xiàn)的有規(guī)律的周期性變動(dòng)指標(biāo)進(jìn)行分析[3]。季節(jié)指數(shù)如果大于100%表示旺季，小于100%表示淡季，在100%左右表示平季[4]。

(3)圓形分布法

圓形分布法首先將周期性時(shí)間資料轉(zhuǎn)換為圓的角度，通過(guò)計(jì)算平均角及平均角的標(biāo)準(zhǔn)差，對(duì)手足口病發(fā)生的季節(jié)性進(jìn)行統(tǒng)計(jì)描述。此外，通過(guò)對(duì)平均角進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn),判斷手足口病的時(shí)間分布是否具有季節(jié)性[5]。

(4)變異系數(shù)

變異系數(shù)反映數(shù)據(jù)變異程度，其大小不僅受變量值離散程度的影響，還受變量值平均水平大小的影響。變異系數(shù)是標(biāo)準(zhǔn)差和均數(shù)之比，用百分?jǐn)?shù)表示，即CV=(標(biāo)準(zhǔn)差/平均值)×100%。各年間某月份手足口病的變異系數(shù)越小，說(shuō)明該月份具有季節(jié)性，可能是季節(jié)性高發(fā)月份，也可能是季節(jié)性低發(fā)月份。若正確判定，需要結(jié)合流行曲線。

(5)掃描統(tǒng)計(jì)量

建立活動(dòng)性掃描窗口，窗口的大小和位置處于動(dòng)態(tài)的改變之中。窗口的圓心根據(jù)地圖中網(wǎng)格線或地理單位中心變動(dòng)；窗口的半徑在0至總?cè)丝谝欢ū壤脑O(shè)定值之間變動(dòng)[6]。掃描窗口半徑每變動(dòng)一次，通過(guò)統(tǒng)計(jì)量LLR(log likelihood ratio,LLR)計(jì)算窗口內(nèi)外區(qū)域間發(fā)病率的差異大小，最終選取LLR最大的掃描窗口作為時(shí)空聚集區(qū)。

3.軟件實(shí)現(xiàn)

手足口病的流行曲線、季節(jié)指數(shù)、變異系數(shù)和圓形分布法通過(guò)excel 2007實(shí)現(xiàn)；掃描統(tǒng)計(jì)量在SatScan 9.2中實(shí)現(xiàn)。

結(jié) 果

1.南寧市手足口病的流行曲線

2006-2009年南寧市手足口病流行曲線(圖1)呈“W”型，結(jié)果直觀顯示高發(fā)月份主要集中在4-7月；1月和12月又出現(xiàn)一個(gè)小高峰。

2.南寧市手足口病的季節(jié)指數(shù)

南寧市手足口病1-12月份的季節(jié)指數(shù)見(jiàn)表1。結(jié)果說(shuō)明，1月、4-7月為南寧市手足口病的高發(fā)月份，其中5、6月份發(fā)生強(qiáng)度較大。

3.南寧市手足口病的圓形分布法

南寧市手足口病的圓形分布法分析結(jié)果見(jiàn)表2：sinα=0.7901，cosα=-0.6128，因此平均角α=127.7968°，落在第二象限內(nèi)；α對(duì)應(yīng)的日期為5月10日，故南寧市手足口病的發(fā)病高峰時(shí)點(diǎn)為5月10日。γ值較小，s值較大，說(shuō)明季節(jié)性高峰平緩，高發(fā)時(shí)段分散太長(zhǎng)(α±s)對(duì)應(yīng)于1月11日-9月5日。Z=218.4525，P<0.05，說(shuō)明南寧市手足口病的季節(jié)性差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

4.南寧市手足口病的變異系數(shù)

2006-2009年南寧市手足口病發(fā)病的變異系數(shù)見(jiàn)表3。結(jié)果顯示：5-6月，以及9月的CV分別為11.84%、21.83%和16.17%，這說(shuō)明5-6月和9月的離散程度較小，具有較明顯的季節(jié)性高發(fā)或低發(fā)。結(jié)合流行曲線圖，可知5-6月份為手足口病的高發(fā)月份。

5.南寧市手足口病的掃描統(tǒng)計(jì)量

2006-2009年南寧市手足口病的單純性時(shí)間掃描統(tǒng)計(jì)量見(jiàn)表4。盡管各年的高發(fā)期不盡相同，但較相似。高發(fā)時(shí)段大都集中在4月下旬到7月上旬之間，發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)位于1.33～1.85之間。

討 論

目前，探討手足口病季節(jié)性的方法不僅有傳統(tǒng)的統(tǒng)計(jì)描述、統(tǒng)計(jì)推斷法，還有時(shí)空分析技術(shù)。季節(jié)性分析中，季節(jié)性研究常用的統(tǒng)計(jì)描述法有流行曲線、變異系數(shù)、季節(jié)指數(shù)、集中度(M值)法[2-4]。這些方法主要用圖表和統(tǒng)計(jì)指標(biāo)揭示有無(wú)季節(jié)性趨勢(shì)，但并不進(jìn)行統(tǒng)計(jì)推斷，因此研究結(jié)果可能受到隨機(jī)誤差的影響。圓形分布法和游程檢驗(yàn)進(jìn)行季節(jié)性檢驗(yàn)[5,7]，可消除隨機(jī)誤差的干擾。

本研究中，流行曲線直觀揭示南寧市手足口病的流行高峰期為4-7月，其次12月和1月也有小的升高。但是，這種高峰期的鑒定缺乏統(tǒng)計(jì)量化標(biāo)準(zhǔn)，可能存在“假象”。本研究中流行曲線的比例為相對(duì)構(gòu)成比，其數(shù)值大小不僅受本月手足口病發(fā)生例數(shù)大小的影響，還可能受到其他月份手足口病發(fā)生例數(shù)變化的影響。因此，這種高峰不穩(wěn)定，可能會(huì)呈現(xiàn)虛假高發(fā)的現(xiàn)象。季節(jié)指數(shù)用比值大小量化手足口病各月份發(fā)生的強(qiáng)度大小，但也存在一定的局限性。一方面，季節(jié)指數(shù)僅僅是描述，缺乏統(tǒng)計(jì)推斷，其結(jié)果可能受到隨機(jī)誤差的干擾；另一方面，季節(jié)指數(shù)以月為單位，時(shí)間尺度并不精確，可能會(huì)帶來(lái)高估或低估的問(wèn)題。對(duì)某些月份而言，其高發(fā)日期僅從下旬開始，若季節(jié)指數(shù)把該月視為高發(fā)月份的話，那么該月上旬就被錯(cuò)誤地視為高發(fā)日期了。變異系數(shù)雖可判斷出變異程度較低的月份，但變異程度低可能意味著普遍高發(fā)或普遍低發(fā)。因此，變異系數(shù)自身無(wú)法定性判定是高發(fā)月份還是低發(fā)月份，故常需與流行曲線或季節(jié)指數(shù)聯(lián)合使用。本研究中，變異系數(shù)探測(cè)出變異程度較低的月份有5月、6月和9月，但這并不代表這三個(gè)月都是手足口病的高發(fā)月份。實(shí)際上，9月的發(fā)生強(qiáng)度并不高，約只占全年的5%左右，因此9月份應(yīng)當(dāng)屬于低發(fā)月份。與前面的季節(jié)性方法相比，圓形分布法不僅可探索出高發(fā)日期和高發(fā)時(shí)段，并對(duì)其進(jìn)行統(tǒng)計(jì)推斷，排除了隨機(jī)誤差的影響。但必須注意圓形分布法界定的高發(fā)時(shí)段的實(shí)際意義大小。當(dāng)圓形分布中的角標(biāo)準(zhǔn)差(s)非常大時(shí)，這必將導(dǎo)致高發(fā)時(shí)段(α±s)變得非常寬廣；此時(shí)，圓形分布界定的高發(fā)時(shí)段可能就失去了實(shí)際意義。

掃描統(tǒng)計(jì)量是一種較為新穎的時(shí)空技術(shù)，不僅可用來(lái)探測(cè)疾病的時(shí)空聚集性，還可用于疾病的早期預(yù)警研究。與傳統(tǒng)的季節(jié)性研究方法相比，掃描統(tǒng)計(jì)量兼顧手足口病的時(shí)空信息，在校正單純性的時(shí)間變化趨勢(shì)和周內(nèi)效應(yīng)后，掃描統(tǒng)計(jì)量通過(guò)對(duì)數(shù)似然比法LLR評(píng)價(jià)高發(fā)時(shí)段是否具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，并給出相對(duì)危險(xiǎn)度(relative risk,RR)。此外，掃描統(tǒng)計(jì)通過(guò)蒙特卡洛法(Monte Carlo)進(jìn)行模擬，探索到的高發(fā)時(shí)段較圓形分布法可能更精確、穩(wěn)定和更具實(shí)際意義。本研究中，在校正時(shí)間趨勢(shì)和周內(nèi)變化趨勢(shì)后，掃描統(tǒng)計(jì)量探測(cè)到的手足口病高發(fā)時(shí)段穩(wěn)定在4月下旬至7月上旬之間(較圓形分布和季節(jié)指數(shù)的高發(fā)時(shí)段精確)，并以5月和6月發(fā)生強(qiáng)度最大；高發(fā)時(shí)段的相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)為非高發(fā)時(shí)段的1.33～1.85倍之間。

手足口病的季節(jié)性在地區(qū)間有所不同，這可能與當(dāng)?shù)氐臍庀髼l件有一定的關(guān)系。北方地區(qū)，手足口病的高發(fā)月份集中在6-8月份[1]；而南方地區(qū)，其高發(fā)期始于4月，止于9月，并可能在1月和12月出現(xiàn)小的高峰[2]。概括而言，因腸道病毒受氣溫和相對(duì)濕度的影響，手足口病的高發(fā)月份在南方地區(qū)出現(xiàn)早、終止晚，流行期相對(duì)較長(zhǎng)；而北方地區(qū)，其高發(fā)期來(lái)的相對(duì)遲、終止的也早，且不易在冬春季節(jié)出現(xiàn)小的高峰。本研究中，南寧地區(qū)4-5月正值梅雨季節(jié)，氣溫高、濕度大，非常適合腸道病毒的繁殖。這也導(dǎo)致了手足口病的高發(fā)期在南寧地區(qū)出現(xiàn)相對(duì)較早(4月中下旬)。值得注意的是2008年，其流行情況與歷年不同：發(fā)生高峰期始于5月初，較別的年份有所遲緩；而且在1月份，沒(méi)出現(xiàn)小的高峰。這可能與南寧地區(qū)在2008年1月遭遇罕見(jiàn)冰凍災(zāi)害有關(guān)，氣溫驟降，腸道病毒不宜孳生。罕見(jiàn)冰凍氣象災(zāi)害的出現(xiàn)，也在一定程度上延遲了4月氣溫的回升。

當(dāng)然，本研究也存在一定的局限性。首先，文中所探討的方法僅是季節(jié)性常用的一些方法，集中度、時(shí)間序列等其他方法并沒(méi)涉及，因此研究結(jié)果可能不夠全面。其次，季節(jié)性是手足口病的重要特性，在短時(shí)期內(nèi)，季節(jié)性出現(xiàn)較大的短期波動(dòng)的可能性不大；若從長(zhǎng)期趨勢(shì)來(lái)看，全球氣候的變暖，以及兒童健康行為的改變，可能會(huì)導(dǎo)致手足口病的季節(jié)性出現(xiàn)一定的變動(dòng)。本研究探討2006-2009年的手足口病資料，沒(méi)及時(shí)納入2011-2012年的病例資料，這可能會(huì)限制我們探究手足口病季節(jié)性的短期波動(dòng)。最后，本研究推測(cè)氣象條件可能與手足口病季節(jié)性的形成及其波動(dòng)有關(guān)，但缺乏數(shù)據(jù)支持。因此后續(xù)研究中，我們擬采用空間統(tǒng)計(jì)學(xué)，從時(shí)空維度和鄉(xiāng)鎮(zhèn)級(jí)小尺度上探討氣象條件與手足口病的關(guān)系。

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(責(zé)任編輯：丁海龍)

Comparison of Statistical Methods for Detecting Seasonality of HFMD

Tang Xianyan,Zhou Ying,Li Qiao,et al.

(Department of Epidemiology and Biostatistics,School of Public Health,Guangxi Medical University(530021),Nanning)

Objective To compare the utility of statistical methods for detecting seasonality of HFMD.Methods Daily data on notified cases of HFMD over the period of 2006-2009 was collected from Nanning prefecture.Epidemic curve,seasonality index,coefficient of variance,circular distribution and scan statistics were employed to detect the seasonality of HFMD.Results Period of April to July was found to be the months with higher HFMD incidence by epidemic curve,as well as December & January with secondary incidence peak.Seasonality index found that January and April to July were the months of higher HFMD incidence,May and June were the incidence peak of HFMD as well.Circular distribution showed that 10th May was the peak onset of HFMD,and the duration of higher HFMD incidence was over 11th January to 5th September.May and June were the potential months with higher HFMD incidence,as well as lowest coefficient of variance.And period of late April to early July was detected as higher HFMD incidence cluster by scan statistics,with relative risk of 1.33～1.85.Conclusion As far as various statistical methods were concerned,the capacity of detecting seasonality was inconsistent.Coefficient of variance just showed the magnitude of variance of HFMD incidence,rather than identifying months with higher incidence of HFMD.Considering the shortage of statistic inference,the seasonality of HFMD detected by seasonality index would be disturbed by random error,although it could statistically describe the seasonal trend of HFMD incidence.To some extent,the capacity of circular distribution was determined by parameter,and the outcome of detecting seasonality might be impractical.In contrast,scan statistics might be more powerful,practical and robust to detect seasonality of HFMD,by integrating spatiotemporal information of HFMD and adjusting for effect of day-of-week,as well as effect of purely temporal trend.

HFMD;Circular distribution;Scan statistics;Seasonality analysis

廣西科學(xué)研究與技術(shù)開發(fā)計(jì)劃項(xiàng)目(桂科攻10124001A-65)；廣西自然科學(xué)基金(2013GXNSFBA019125)；廣西研究生教育創(chuàng)新計(jì)劃資助項(xiàng)目(YCSZ2013029)

△通信作者：周紅霞，E-mail:gmuies@163.com