Umeå unverstet Matematk och matematsk statstk Examensarbete 30hp Luftförorenngseffekter på gravdtetsutfall Handledare Lef Nlsson Student Davd Olsson davd.olsson@envmed.umu.se
1. Inlednng... 2 1.1 Bakgrund... 2 1.2 Ltteraturstude... 3 1.2.1 Förtdsfödsel... 3 1.2.2 Låg födelsevkt... 4 2. Metod... 6 2.1 Modellutformnng och analys av data... 6 2.2 Logstsk regresson... 8 3. Resultat... 14 3.1 Deskrpton... 14 3.2 Förorenngar och för tdg födsel... 17 3.3 Förorenngarnas effekt och låg födelsevkt... 20 4. Dskusson... 22 Referenser... 26 Appendx... 28 1
1. Inlednng 1.1 Bakgrund Männskor utsätts för luftförorenngar bl.a. från trafken, energprodukton och ndustrer. Från trafken kommer partklar, kolmonoxd (CO), kolväten och kväveoxder (NO, NO 2, NO x ). Avgaserna medverkar tll bldnng av marknära ozon (O 3 ) under nverkan av solljus. Svaveldoxd (SO 2 ) bldas främst vd förbrännng av olja och kol. Det fnns mycket forsknng på hur luftförorenngar påverkar männskors hälsa. De flesta av dessa studer handlar om dödlghet eller problem luftvägarna. I dessa studer har det vsat sg att vssa åldersgrupper är mer känslga för högre halter än andra grupper, t ex äldre och barn [1]. Detta gör det naturlgt att ställa sg frågan: om luftförorenngar har större nverkan på barn, kan det då nte fnnas högre rsk med exponerng redan under fosterstadet för exempelvs för tdg födsel eller låg födelsevkt vd högre halter av luftförorenngar? Även om det har bedrvts relatvt mycket forsknng för att undersöka om luftförorenngar har negatv nverkan på födelseutfall har man nte kommt fram tll något entydgt svar på vlka förorenngar som har skadlg nverkan eller under vlken tdsperod som förorenngsnvån har störst nverkan. I denna typ av studer anges ofta exponerngen för gravdtetens tre delar: första, andra och tredje trmestern. Luftförorenngshalterna varerar både td (bl.a. pga. vädret) och rum (pga. varaton utsläppen). Epdemologska studer fokuserar oftast på antngen varaton över td eller geografskt. Barn födda tdgare än vecka 37 av gravdteten kallas för tdgt födda eller prematura. Barn som föds för tdgt löper större rsk att vara sjuklga tdgt lvet och det fnns även rsk att de får lvslånga men som tll exempel kronsk lungsjukdom eller syn- och hörselbortfall [2]. Låg födelsevkt, LBW, defneras som ett barn som har en födelsevkt under 2500 g, vlket är en vktg predktor för spädbarnsdöd och sjuklghet under barndomen och även senare lvet [3]. 2
1.2 Ltteraturstude Epdemologska studer angående luftförorenngar och födelsevkt respektve för tdg födsel har dentferats va databasen Pub Med. I epdemologska studer om luftförorenngar redovsas ofta både en modell för var och en av de förorenngar som undersöks och en modell med alla förorenngar, multple pollutant model. De resultat som redovsas gäller för de modeller studerna som smultant anpassar för alla luftförorenngar som undersöks, för att det då är mndre rsk för bas och mer blr ett mått på hur var och en av luftförorenngarna påverkar födelseutfallet. En nackdel kan dock vara att om flera ndkatorer på samma förorenng ngår (t.ex. blavgaser) så får dessa dela på eventuellt samband, och ensklda sgnfkanser kan utebl trots förekomst av samband. 1.2.1 Förtdsfödsel En stude genomförd Vancouver av Lu et al. fann en ökad rsk för prematura barn vd förhöjda utsläppsnvåer av SO 2 samt vd förhöjda nvåer CO under den ssta månaden av gravdteten [4]. Wlhelm och Rtz observerade Los Angeles County en ökad rsk per 1 ppm högre halt av CO under första trmestern av gravdteten när de anpassade sna modeller för CO, NO 2 och O 3 [5]. Sex veckor före födsel gav förhöjda värden av CO samt högre värde av partklar mndre än 2,5 µm, PM 2,5, högre rsk för att barnet föds förtd. Rtz et al. fann en undersöknng från södra Kalfornen en ökad rsk för förtdsfödsel vd förhöjda värden av kolmonoxd samt förhöjda värden av partklar mndre än 10 µm, PM 10, under de sex ssta veckorna av gravdteten [6]. Hansen et al. httade nga statstskt sgnfkanta effekter när de anpassade för alla luftförorenngar samtdgt, men när de undersökte luftförorenngarna var för sg så ökade rsken för förtdsfödsel vd förhöjda nvåer av O 3 och PM 10 under den första trmestern [7]. Detta skulle kunna tyda på att det fnns en effekt som beror på luftblandnngen, men det går nte att säga vlken, om någon, av förorenngarna studen som har effekt. Huynh et al. fann en stude från Kalfornen att PM 2.5 ökar rsken för förtdsfödsel oberoende av tdsperod [8]. I appendx fnns en sammanställnng av studer om luftförorenngar och för tdg födsel. 3
En ny stude från Sydney av Jalaludn et al. vsar att vlken årstd barnet blev tll har betydelse för vlka luftförorenngar som nverkar på om barnet föds för tdgt eller nte [9]. Blr barnet tll under hösten så medför högre nvåer av PM 10 och SO 2 under den första trmestern större rsk att barnet föds för tdgt, medan högre halter av CO under första trmestern medför en mnskad rsk för att barnet föds förtd. Infaller den första trmestern under vntern har PM 2.5, PM 10, NO 2 och SO 2 postv effekt för förtdsfödsel, dvs. ökad rsk att barnet föds för tdgt, medan CO har negatv effekt. Infaller den första trmestern under våren ökar rsken att födas för tdgt vd förhöjda halter av O 3. Om det är sommartd under den första trmestern så ökar rsken för förtdsfödsel vd högre halter O 3 och mnskar vd högre halter av PM 2.5, PM 10, NO 2, CO och SO 2. Dessa resultat kommer från modeller som bara anpassas för var och en av luftförorenngarna, så det fnns rsk för sammanblandnng av förorenngseffekterna. De olka effekterna på partkelmåtten kan delvs förklaras med att sammansättnngen av PM 2.5, och PM 10 varerar med årstderna. 1.2.2 Låg födelsevkt Det fnns fler studer som undersöker om olka typer av luftförorenngar påverkar rsken för att barn föds med låg födelsevkt än studer som undersöker hur gravdtetslängden påverkas av luftförorenngar. I den ovan nämnda artkeln av Wlhelm och Rtz undersöktes även om det fanns förhöjda rsker för att barn föds lågvktga vd högre halter av kolmonoxd och partklar mndre än 10 µm under den ssta trmestern [5]. De fann att både CO och PM 10 verkar kunna öka rsken för att barn föds som lågvktga barn. Rtz och Yu fann en ökad rsk för att barn skulle födas med låg födelsevkt vd halter >95-percentlen av CO jämfört med <50- percentlen, studen som behandlade den tredje trmestern [10]. En stude från Pekng genomförd av Wang et al vsade en högre rsk för låg födelsevkt vd de två högsta kvntlerna (60-80%, respektve >80%) av både totalt svävande partklar (TSP) och SO 2 under den tredje trmestern av gravdteten [3]. Gouvea et al undersökte hur luftförorenngar påverkar födelsevkten hos spädbarn. De modellerade både för hur födelsevkten ändras och hur rsken för lågvktga barn ändras vd högre halter av luftförorenngar [1]. Deras resultat vsar på att förhöjda halter av PM 10 och CO under första trmestern mnskar födelsevkten, under andra trmestern fann de att högre halter av SO 2 ökar födelsevkten. När de analyserade låg födelsevkt fann de att högre halter av PM 10 under den andra trmestern medför en högre rsk för lågvktghet. I en stude från Tjecken utförd av Bobak och Leon undersöker de om TSP, SO 2 och NO x påverkar rsken för låg födelsevkt [11]. Det var bara SO 2 som hade en 4
statstskt sgnfkant nverkan på rsken för låg födelsevkt. I ovan nämnda artkel av Lu et al. undersöktes även om SO 2, NO 2, CO och O 3 påverkar rsken för att barn föds med låg födelsevkt [4]. Den enda effekten de kunde se var att SO 2 -nvåerna under den första månaden ökade rsken för att barnet föds med låg födelsevkt. Dugandzc et al. har undersökt om halterna av SO 2, O 3 och PM 10 den kanadensska provnsen Nova Scota har någon nverkan på förekomsten av låg födelsevkt [12]. De fann bara att SO 2 har en på gränsen tll statstskt sgnfkant effekt under första trmestern av gravdteten. Även Sydkorea har det genomförts en undersöknng om ökade luftförorenngshalter medför högre rsk för lågvktga barn [13]. Lee et al. fann att CO har sgnfkant postv nverkan (ökar rsken) på låg födelsevkt, medan PM 10 bara har på gränsen tll sgnfkant nverkan under den första trmestern. Under andra trmestern fann de att både SO 2 och NO 2 ökar rsken att barnet blr lågvktgt, medan CO och PM 10 har en på gränsen tll sgnfkant postv effekt. Under tredje trmestern mnskar rsken får lågvktga barn med högre halter av CO, både SO 2 och NO 2 har en på gränsen tll sgnfkant mnskande effekt. I appendx fnns en sammanfattnng av studer angående luftförorenngar och låg födelsevkt. 5
2. Metod 2.1 Modellutformnng och analys av data Födelsedata den emprska studen kommer från Födelseregstret, Epdemologskt centrum vd Socalstyrelsen och nformatonen kommer från mödravårdsjournaler från födslar under åren 1988-96 Stor-Stockholm. Det är bara sngelfödslar som förlösts vagnalt som ngår materalet, eftersom rsken för låg födelsevkt eller för tdg födsel är större för tvllngar, medan v antar att rsken för låg födelsevkt eller för tdg födsel är annorlunda för barn som förlöses med kejsarsntt än för barn som förlösts vagnalt. De varabler som ngår är födelsevkt, födelselängd, moderns rökvanor, partet (vlket barn det är ordnngen för modern), gravdtetens längd veckor, kön på barnet, månad för befruktnng, befruktnngsår, födelsemånad och födelseår. Födelsedatum och uppgfter om gravdtetens längd användes för att bestämma när den första och andra trmestern nföll. Exponerngsdata kommer från Stockholms mljöförvaltnngs mätnngar centrala Stockholm, och har räknats om tll medelvärdet över trmestrarna av kvävedoxd (daglga 1-tmmes maxmum) och ozon (daglga 8-tmmes maxmum) för varje barn studen oavsett adress. Det fnns även uppgfter om hur medelvärdet över ssta veckan för nvåerna på kväveoxd och ozon varerar. Ozonhalterna mättes varje dag på två olka statoner, sedan fck det daglga medelvärdet av dessa två statoner representera hela området. Halten av kvävedoxd består av medelvärdet från tre mätstatoner. Luftblandnngen Stockholm är sådan att man kan se kvävedoxdkoncentratonen som en ndkator på förbrännngsavgaser från lokala källor, medan ozon tll stor del transporteras n från Mellaneuropa. Logstsk regresson har använts för att undersöka vlka luftförorenngar som påverkar rsken för att barn föds förtd eller med låg födelsevkt. De varabler som anpassats för modellerna förutom luftförorenngar är: om modern röker (en faktor med fyra nvåer; nej, lte, mycket och uppgft saknas), moderns partet, dvs. antal tdgare födslar, (en faktor med fyra nvåer; 0,1,2,3 eller fler), barnets kön (pojke/flcka), årstd för befruktnng (faktor med fyra nvåer, vår, sommar, höst och vnter) samt år för befruktnng. Dessa varabler har vsats ha statstskt sgnfkant nverkan åtmnstone någon av tdgare studer [4-10,12,13]. Årstderna defneras som: vår från mars tll maj, sommar från jun tll august, höst från september tll november och vnter mellan december och februar. 6
Den vktgaste ensklda förklarande varabeln för låg födelsevkt är fostrets ålder vd födsel. Eftersom v har en modell som undersöker luftförorenngars nverkan på för tdg födsel så nkluderas därför gravdtetens längd modellen för låg födelsevkt. Detta betyder att v har en modell som undersöker om luftförorenngar påverkar rsken för att ett barn föds förtd och en modell som undersöker om luftförorenngar har någon ytterlgare påverkan på rsken för låg födelsevkt. Då det har föreslagts att årstd för befruktnng kan nverka på vlka luftförorenngar som påverkar födelseutfallet så undersöks även detta genom att modellen stratferas för årstd vd befruktnng [9]. Även en ckestratferad modell anpassas. I den ckestratferade modellen ngår årstd för befruktnng som en faktor, men nte något samspel mellan årstd och övrga förklarande varabler. Detta för att försöka kontrollera om det fnns några mer generellt sgnfkanta luftförorenngseffekter. Även kontnuerlga modeller för gravdtetens längd och födelsevkt anpassades med hjälp av multpel lnjär regresson. Det är samma varabler som ngår dessa modeller som motsvarande logstska modeller. Även här undersöks om det fnns ett samband mellan vlka förorenngar och vlken årstd och hur lång gravdteten blr respektve vad födelsevkten blr. För att korrgera för eventuella sammanblandnngseffekter mellan luftförorenngshalter under de undersökta tdsperoderna är alla modeller anpassade över alla tre tdsperoder samtdgt. Då korrelatonen mellan ozon och kvävedoxd är lten bör deras effekter vara möjlga att separera och kan därför ngå som förklarande varabler samma modell. För att renodla effekterna av luftförorenngarna justeras även modellerna genom att använda temperatur och luftfuktghet som kovarater modellerna. De faktorer som ngår modellerna, med undantag för luftförorenngarna, temperaturen och luftfuktgheten, undersöktes genom att skapa 95 %-ga konfdensntervall för andelen av förtdsfödslarna samt de lågvktga födslarna nom de olka faktornvåerna. För att testa om det fanns sgnfkant skllnad mellan andelen av de olka födelseutfall som undersöks för de olka faktornvåerna användes t-test med sgnfkansnvå på 5 %. 7
2.2 Logstsk regresson Logstsk regresson används när v vll förklara ett utfall med två nvåer, t ex vd epdemologska studer där utfallet är frsk eller sjuk, eller vd mortaltetsstuder där utfallet är död eller levande, dvs v har bernoullfördelade utfall där sannolkheten för att vara ett fall betecknas med p [14]. Metoden lknar vanlg multpel lnjär regresson på så sätt att v försöker modellera det förväntade utfallet, p, med en lnjärkombnaton, η = α + q j= 1 β x j j, av de q varabler som v tror kan förklara utfallet [15]. I modellen ovan betecknar α nterceptet, dvs α modellerar utfallet för en ndvd med x j = 0 j. β j är regressonskoeffcenten tll egenskapen x.j som tros förklara utfallet. Problemet vd logstsk regresson är att värdemängden för lnjärkombnatonen är hela den reella axeln, medan värdemängden för det förväntade utfallet lgger ntervallet mellan noll och ett. För att garantera att alla p lgger mellan 0 och 1 modellerar man sambandet mellan p och η med logt-funktonen: p η = log, < <, 0 < < 1 1 η p. p Parametrarna, α och β 1, β 2,..., β q, skattas vd logstsk regresson med hjälp av maxmum lkelhood - metoden. Vll v därefter predktera om en gven ndvd med egenskaper x = ( x 1,, x q ) blr ett fall (exempelvs sjuk) eller nte så räknar v ut lnjärkombnatonen för att därefter stoppa n värdet logt-funktonen, om p blr större än något förutbestämt värde, oftast 0.5, predkteras ndvd vara ett fall annars predkteras ndvd nte som ett fall. Oddset är ett annat mått på hur trolg en händelse är att nträffa. Sannolkheten p för en händelse och oddset är besläktade på så sätt att oddset är sannolkheten för en händelse delat p med sannolkheten för dess komplementhändelse, dvs. odds =. 1 p På grund av hur den logstska funktonen är utformad får skattnngen av varje gven β- parameter en naturlg tolknng, den kan nämlgen tolkas som log-oddskvoten för en öknng 8
med en enhet för den förklarande varabel som β är assocerad med. Detta pga. att oddskvoten mellan x 1 = ( x 1,.., x j +1,.. x q ) och x 2 = ( x 1,.., x j,.., x q ) är : p1 oddskvot = 1 p = e 1 j p2 1 p j j = e α α + β ( x x ) +... + β ( x + 1 x ) +... + β ( x x ) 1 1 1 2 η q 1 e q η 2 q = e α + β x +... + β ( x + 1) +... + β x = e β 1 1 j j j q q e α + β x +... + β x +... + β x 1 1 j j q q = I praktken utnyttjas detta förhållande oftast så att man använder e β för att ta reda på vad oddskvoten är. I epdemologn används oddskvoten som ett mått på relatv rsköknng, och vd låga odds skljer den sg nte mycket från en relatv rsk beräknad på förekomst av exempelvs astma eller någon annan sjukdom. När vårt datamateral är ndelat n stycken grupper med n > 1 ndvder varje grupp, =1, 2,..,n, så är våra data bnomalfördelade. Metoden för att skatta parametrarna blr lkadan som det bnära fallet, men v har tllgång tll mycket utförlgare dagnostk än det bnära fallet. När v vll undersöka hur väl en logstsk modell är anpassad tll våra observerade värden använder v huvudsaklgen måttet log-lkelhood, som kan ses som ett mått på hur bra modellen har anpassats tll utfallet [18]. Testet genomförs två steg, först jämför v vår modell med en fullständg modell och om det nte är någon sgnfkant skllnad mellan den fullständga modellen och vår modell så jämför v vår modell mot en mndre modell [15]. En fullständg modell följer datamateralet perfekt och har lka många okända parametrar som det fnns observatoner data [16]. Log-lkelhood-skllnaden mellan den fullständga modellen och den modell v undersöker är precs resdualdevansen för vår modell [19]. Teststatstkan det första testet är därför resdualdevansen, och testet kallas för ett log-lkelhood-kvot test: D = 2 n = 1 { y log( y ) / yˆ + ( n y )log( n y ) /( n yˆ )}, där n är antalet ndvder grupp, y är andelen fall grupp, ŷ är den av modellen skattade andelen fall grupp. V testar sedan teststatstkan D mot en χ 2 fördelnng med n q frhetsgrader, antalet observatoner mnus antalet skattade parametrar. När v vll jämföra vår modell med en delmängd av vår modell använder v log-lkelhood-skattnngarna för de båda modellerna. Testvarabeln är: 9
LM 2log( ) = 2(log( LM ) log( LS )) = DS DM, L S där L M är lkelhooden för den modell v är ntresserade av och L S är lkelhooden för en mndre modell. D S - D M testas mot en χ 2 fördelnng med q - s frhetsgrader, där s är antalet parametrar den mndre modellen och q är antalet parametrar den modell v undersöker. För att testa om någon av varablerna har betydelse använder man nollmodellen, dvs. en modell som bara nnehåller nterceptet α men nte några förklarande varabler. Det går nte att använda resdualdevansen för att testa hur bra modellen anpassar sg tll data när v har bnära data, dvs. de kommer från en Bernoullfördelnng. Detta beror på att resdualdevansen det bnära fallet blr: n ( y log( pˆ ) + (1 y )log(1 pˆ )) D = 2, och approxmeras nte av någon χ 2 -fördelnng = 1 [16]. Ett vanlgt verktyg för att bedöma om v har en lämplg modell är att rta upp resdualerna mot exempelvs de predkterade värden vår modell ger när v använder våra observerade data modellen, men när v har bnära data kan v nte använda dessa metoder eftersom det oftast kommer att fnnas mönster dessa plottar. Det v kan göra är att rta upp resdualerna mot deras ndex eller rta upp en halvnormal plot för att undersöka förekomsten av outlers. När v rtar upp en halvnormal plot använder v absolutbeloppet av resdualfelen och plottar dessa mot de postva kvantlerna för normalfördelnngen [15]: 1 n + Φ, = 1,..., n. 2n + 1 V kan jämföra vår förväntade resdualdevans, som är χ 2 -fördelad med n - q frhetsgrader, med den observerade resdualdevansen, D. Är den observerade devansen större än väntat så har v s.k. overdsperson. Overdsperson uppkommer exempelvs om modellen är felspecfcerad, eller om de ndvduella bnära observatonerna som utgör de observerade proportonerna nte är oberoende [16]. Om de bnära observatonerna nte är oberoende kan detta även ge upphov tll s.k. underdsperson. V får även overdsperson modellen om det fnns varaton mellan den sanna sannolkheten för att olka ndvder samma grupp blr 10
ett fall och den skattade sannolkheten för att de blr fall beroende på att de tllhör den gruppen. Antag att v har olka sannolkhet för fall för olka ndvder en grupp med samma egenskaper. Antag vdare att den egentlga sannolkheten för fall grupp är θ med väntevärde p. Varansen för θ måste vara noll när p är antngen noll eller ett och den enklaste funktonen för vlken detta är sant är: Var ( θ ) = φ p (1 p ), φ 0. θ är en cke observerbar slumpvarabel. Det v kan observera är antalet fall y, som gvet θ är bnomalfördelad med: E( y θ ) = n θ och Var y θ ) = n θ (1 θ ). ( Detta gör att: E( y ) = E[ E( y θ )] = E( n θ ) = n θ, eftersom E ( Y ) = E[ E( Y X )] E[ Var( y θ )] = E[ n θ (1 θ )] = n ( E( θ ) E( θ )) = n ( E( θ ) Var( θ ) [ E( θ )] = n ( p φ p (1 p ) p 2 ) = n 2 p (1 p )(1 φ) 2 ) och Var[ E( y 2 θ )] = Var( n θ ) = n φ p (1 p ) ger att: Var ( y ) n p (1 p )(1 + ( n 1) φ), (2.1) = eftersom Var ( Y ) = E[ Var( Y X )] + Var[ E( Y X )]. Om det fnns beroende mellan de bnära observatonerna grupperna så kan man vsa att [16]: Var ( y ) n p (1 p )(1 + ( n 1) δ ), (2.2) = där δ är korrelatonen mellan två observatoner grupp. Vd negatv korrelaton får v underdsperson och vd postv korrelaton får v overdsperson. Då varansen vd nbördes beroende observatoner de olka grupperna och vd olka sannolkheter för fall vd 11
samma förutsättnngar ser ut på samma sätt så kan v nte sklja på dessa två orsaker tll overdsperson. Termen ( 1 ( n 1) φ) = (1 + ( n 1) δ ) kallas för dsperson parameter och brukar betecknas + med σ 2. Det enklaste sättet att modellera för overdsperson är att skatta en s.k. dsperson parameter 2 σ. 2 σ kan skattas med hjälp av Pearson s X 2 resdualer från vår modell och 2 2 X är: ˆ σ =, där n - q är frhetsgraden för modellen, dvs antalet obervatoner mnus antalet n q skattade parametrar. Skattnngarna av β påverkas nte av σ 2, däremot ändras medelfelet för β-koeffcenterna, den nya skattnngen blr roten ur skattnngen av dsperson parameter multplcerat med den ursprunglga medelfelsskattnngen. Det går nte längre att använda att resdualdevansen är χ 2 -fördelad om overdsperson förelgger, eftersom teststatstkan är σ 2 χ 2 -fördelad. Då v behöver skatta σ 2 så måste v använda ett F-test för att testa om modellen är lämplg. Teststorheten blr stället F ( DS DM ) =. 2 ˆ σ ( q s) 2 D S och D M är resdualdevansen för den mndre respektve större modellen, ˆ σ är vår skattade dsperson parameter och q och s är antalet skattade parametrar den större respektve mndre modellen. F testas mot en F fördelnng med q s respektve n q frhetsgrader, där n är antalet observatoner. Det går nte att modellera för overdsperson när v har bnärt data eftersom n = 1 formel (2.1) och formel (2.2) och därför blr Var(y ) = p (1-p ) oberoende av hur korrelatonen mellan observatoner ser ut eller om samma förutsättnngar för olka ndvder ger olka sannolkheter. V kan också rta upp ett dagram över hur stort nflytande varje observaton har för att försöka dentfera om någon observaton är alltför nflytelserk. Måttet på nflytande som används är dagonalelementen h H nedan, och är nflytelserkt om det är stort. H 1/ 2 T 1 T 1/ 2 = W X ( X WX ) X W. 12
W är en dagonalmatrs bestående av de vkter som används algortmen vd modellanpassnngen och X är vår desgnmatrs, dvs. raderna X består av värdena på våra förklarande varabler [15]. Det fnns nget rktgt analogt mått med förklarngsgrad från multpel lnjär regresson, men det fnns några olka mått som försöker mäta styrkan på sambandet mellan modellen och utfallet [18]. Ett sådant mått är Nagelkerkes R 2 : R 2 1 ( Lˆ 0 / Lˆ) = 1 ˆ 2 / n L 0 2 / n, där n är antalet observatoner, Lˆ och ˆL 0 är modellens samt nollmodellens maxmum lkelhood-värden [17]. 13
3. Resultat 3.1 Deskrpton Antalet födslar under tdsperoden 1988 1996 var 115572, av dessa var 5.3 % prematura och 4.1 % lågvktga. Både andelen prematura och lågvktga barn är högre om modern röker, tabell 1. Moderns rökvanor nnehåller en faktornvå Okänt med en relatvt stor andel prematura respektve lågvktga barn. Då det är frvllgt att svara på frågor mödravårdsjournalerna är det rmlgt att anta att en relatvt stor del av de mödrar som nte svarar låter bl att svara av den anlednngen att de röker mycket. Andelen förtdsfödslar och barn som föddes med låg födelsevkt var högre bland förstföderskor än hos kvnnor som födde stt andra barn, för kvnnor som födde stt tredje eller efterföljande barn var andelen högre än för både förstföderskor och kvnnor som födde stt andra barn. Det går nte att påvsa någon större skllnad andelen förtdsfödslar bland pojkar och flckor. Däremot verkar andelen barn som föds med låg födelsevkt vara högre hos flckor än hos pojkar, men medelvkten är, åtmnstone datamateralet, också lägre hos flckor (3423 g) än hos pojkar (3556 g). Tabell 1. Andelen barn som fötts förtd respektve fötts med låg födelsevkt av mödrar med gvna rökvanor, vss partet och beroende på om barnet är en flcka eller pojke. I tabellen anges även konfdensntervall samt p värden från t test för skllnader mellan varje faktornvå jämfört med referensnvån. Varabler Prematur födsel (%) Konfdensntervall (95 %) p- värde Låg födelsevkt (%) Konfdensntervall (95 %) p- värde Rökvanor: Röker ej 4.8 (4.7, 5.0) 3.5 (3.4, 3.6) Okänt 8.9 (8.3, 9.5) 0.000 6.8 (6.3, 7.4) 0.000 Röker 5.3 (4.9, 5.7) 0.014 5.1 (4.7, 5.5) 0.000 måttlgt Röker 6.7 (6.2, 7.3) 0.000 6.6 (6.1, 7.2) 0.000 mycket Partet: Första barnet 5.3 (5.1, 5.5) 4.1 (4.0, 4.3) Andra barnet 4.2 (4.0, 4.4) 0.000 3.2 (3.0, 3.4) 0.000 Tredje barnet 6.2 (5.8, 6.6) 0.000 5.1 (4.7, 5.4) 0.000 Senare barn 10.3 (9.5, 11.1) 0.000 7.9 (7.2, 8.6) 0.000 Kön: Flcka 5.2 (5.0, 5.4) 4.4 (4.3, 4.6) Pojke 5.4 (5.2, 5.6) 0.060 3.8 (3.7, 4.0) 0.000 14
Andelen förtdsfödslar och barn som föddes med låg födelsevkt verkar var ganska jämnt fördelat över tden, både om v tttar på årstd och om v tttar på de olka åren som v undersöker studen, se tabell 2. V har bara en sgnfkant lägre andel prematura barn för de mödrar som blev gravda under 1989 än under 1988. I övrgt fnns nga sgnfkanta skllnader mellan tdpunkterna för befruktnng. Det fnns en samvaraton mellan andelen förtdsfödslar och andelen lågvktga barn, detta beror tll stor del på att rsken för ett barn som föds förtd att också ha låg födelsevkt är ganska stor. I detta datamateral är andelen prematura barn som också är lågvktga ungefär 51.4 %, medan andelen barn med låg födelsevkt som nte fötts förtd är ungefär 1.4 %. Tabell 2. Andelen barn som fötts förtd respektve fötts med låg födelsevkt där modern blvt gravd under olka år och årstder. I tabellen anges även konfdensntervall samt p värden från t test för skllnader mellan varje faktornvå jämfört med referensnvån. Tdsntervall Förtdsfödsel (%) Konfdensntervall (95 %) p- värde Låg födelsevkt (%) Konfdensntervall (95 %) p- värde Årstd: Vår 5.4 (5.1, 5.7) 4.2 (3.9, 4.4) Sommar 5.2 (4.9, 5.4) 0.233 4.1 (3.9, 4.3) 0.542 Höst 5.4 (5.1, 5.7) 0.955 4.2 (3.9, 4.4) 0.992 Vnter 5.2 (5.0, 5.5) 0.399 4.1 (3.8, 4.3) 0.566 År: 1988 5.5 (5.1, 5.9) 4.2 (3.9, 4.6) 1989 4.9 (4.6, 5.3) 0.019 3.8 (3.5, 4.1) 0.074 1990 5.1 (4.7, 5.4) 0.096 4.1 (3.8, 4.4) 0.516 1991 5.2 (4.9, 5.6) 0.304 4.3 (3.9, 4.6) 0.894 1992 5.4 (5.0, 5.8) 0.679 4.1 (3.8, 4.5) 0.691 1993 5.5 (5.1, 5.8) 0.796 4.1 (3.8, 4.5) 0.684 1994 5.5 (5.1, 5.9) 0.998 4.2 (3.8, 4.5) 0.721 1995 5.4 (5.0, 5.7) 0.568 4.2 (3.9, 4.5) 0.893 I tabell 3 redovsas korrelatonen mellan O 3, NO 2, temperatur och luftfuktghet. Korrelatonen mellan O 3 och NO 2 på sommaren är stor nog att kunna orsaka problem med osäkerhet skattnngen av konfdensntervallen för dessa parametrar s.k. multkolnjärtet. Även korrelatonen mellan både O 3 och NO 2 med temperatur sommartd är höga. Korrelatonen mellan O 3 och relatv luftfuktghet är ganska hög både under sommar och vnter, medan korrelatonen mellan temperatur och relatv luftfuktghet alltd är hög. 15
Tabell 3. Korrelatonsmatrs mellan luftförorenngar, temperatur och luftfuktghet under olka årstder. O3 NO2 Temperatur NO2 totalt -0.33 Vår -0.15 Sommar -0.57 Höst -0.05 Vnter -0.08 Temperatur totalt 0.36-0.21 Vår 0.11-0.52 Sommar 0.85-0.62 Höst 0.18-0.04 Vnter 0.39 0.16 Relatv Luftfuktghet totalt -0.48 0.16-0.75 Vår -0.25 0.13-0.62 Sommar -0.68 0.36-0.80 Höst -0.21-0.33-0.77 Vnter -0.65 0.19-0.72 16
3.2 Förorenngar och för tdg födsel De modeller som används för att undersöka luftförorenngarnas samband med för tdgt födda barn och de modeller som beskrver hur luftförorenngarna påverkar gravdtetslängden är uppdelade så att en modell är anpassad tll varje årstd. Detta blr stort sett samma sak som att anpassa en modell med samspel mellan årstderna och alla andra förklarande varabler. I tabell 4 redovsas vlka luftförorenngar som har effekter på rsken för prematura barn beroende på vlken årstd befruktnngen ägde rum. För kvnnor som blev befruktade under våren ökade rsken för förtdsfödsel vd förhöjda nvåer av ozon under den andra trmestern, medan högre nvåer av ozon under ssta veckan nnan födseln verkade ha en skyddande effekt. Det fanns en skyddande effekt vd förhöjda kvävedoxdvärden, både under den första och den andra trmestern. Kvnnor som blev gravda under sommarmånaderna hade en förhöjd rsk för förtdsfödsel om de utsattes för högre ozonvärden under den första eller andra trmestern. Även högre halter kvävedoxd under den första trmestern ökade rsken för förtdsfödsel. Högre ozonhalter under ssta veckan av gravdteten mnskade rsken för förtdsfödsel, medan högre kvävedoxdvärden ökade rsken för förtdsfödsel. De kvnnor som befruktades under hösten löpte större rsk att föda stt barn förtd om ozonhalten under första trmestern eller ssta veckan var högre än normalt och rsken för förtdsfödsel mnskade vd högre kvävedoxdnvåer under första trmestern eller ssta veckan före födseln. Befruktades kvnnan under vntern så ökade rsken för förtdsfödsel om hon utsattes för högre ozonhalter under den första trmestern, medan högre ozonhalter under den ssta veckan nnan förlossnngen hade en fördröjande effekt. Även kvävedoxdnvåerna under andra trmestern och under ssta veckan nnan förlossnng mnskade rsken att födas förtd. I modellen för hela året utan samspel mellan årstd och förorenngar ökar förhöjda kvävedoxdnvåer under den ssta veckan rsken för förtdsfödsel. Högre halter kvävedoxd under andra trmestern mnskar rsken för prematur födsel. I tabell 4 presenteras även resultaten för gravdtetens längd veckor som regressonskoeffcenter, samt konfdensntervall för koeffcentskattnngarna. De kvnnor som befruktades under våren fck längre gravdtet vd högre ozonhalter under ssta veckan och vd högre kvävedoxdhalter under första eller andra trmestern. Gravdteten blev kortare vd högre ozonvärden under den andra trmestern och högre kvävedoxdhalter under den ssta veckan. Kvnnor som blev gravda under sommarmånaderna fck en längre gravdtet vd högre halter av ozon under den ssta veckan nnan förlossnngen. Högre kvävedoxdhalter 17
under den andra trmestern gjorde också den att gravdteten blev längre. Förhöjda ozonhalter under den andra trmestern samt en högre kvävedoxdhalt under den ssta veckan hade en förkortande effekt på gravdtetslängden. Kvnnor som blev gravda under hösten fck kortare gravdtet vd högre ozonhalter under något av de tre tdsntervallen v undersökt. Kvävedoxdnvåerna under första trmestern och under gravdtetens ssta vecka gjorde att gravdteten förlängdes. De gravdteter där befruktnngen skedde under vntern blev kortare vd högre ozonhalter under den andra trmestern eller under den ssta veckan. Ozonhalten under den första trmestern samt kvävedoxdhalten under något av de tdsntervall som studerats hade en förlängande effekt på gravdteten. I modellen utan samspel mellan årstderna och förorenngarna blev gravdteten kortare av högre halter ozon under andra trmestern och ssta veckan nnan förlossnng, högre halter kvävedoxd under ssta veckan har också en förkortande effekt. Högre halter av kvävedoxd under gravdtetens andra trmester verkar göra att gravdteten blr längre. 18
Tabell 4. Oddskvotskattnngar över rsken för prematur födsel samt regressonskoeffcentskattnngar för gravdtetslängd för en enhets öknng av ozon- och kvävedoxdhalt under första, andra och tredje trmestern Oddskvot 95 % - konfdensntervall Lnjär regressonskoeffcent 95 % - konfdensntervall Befuktad Vår O 3 första trmestern 1.00 (0.95, 1.05) -0.006 (-0.026, 0.014) O 3 andra trmestern 1.07 (1.03, 1.12) -0.026 (-0.044, -0.008) O 3 ssta veckan 0.93 (0.92, 0.94) 0.054 (0.051, 0.057) NO 2 första trmestern 0.92 (0.88, 0.96) 0.066 (0.048, 0.084) NO 2 andra trmestern 0.90 (0.86, 0.95) 0.108 (0.088, 0.130) NO 2 ssta veckan 1.01 (0.99, 1.02) -0.016 (-0.019, -0.012) Befuktad Sommar O 3 första trmestern 1.07 (1.04, 1.11) -0.006 (-0.016, 0.004) O 3 andra trmestern 1.54 (1.46, 1.63) -0.137 (-0.152, -0.122) O 3 ssta veckan 0.93 (0.92, 0.94) 0.016 (0.014, 0.019) NO 2 första trmestern 1.06 (1.01, 1.11) -0.011 (-0.025, 0.003) NO 2 andra trmestern 0.99 (0.94, 1.04) 0.028 (0.015, 0.042) NO 2 ssta veckan 1.04 (1.03, 1.05) -0.015 (-0.017, -0.013) Befuktad Höst O 3 första trmestern 1.17 (1.11, 1.23) -0.059 (-0.074, -0.044) O 3 andra trmestern 1.01 (0.98, 1.04) -0.010 (-0.017, -0.003) O 3 ssta veckan 1.18 (1.17, 1.19) -0.089 (-0.091, -0.087) NO 2 första trmestern 0.87 (0.83, 0.91) 0.065 (0.050, 0.079) NO 2 andra trmestern 0.98 (0.92, 1.04) -0.009 (-0.024, 0.007) NO 2 ssta veckan 0.92 (0.91, 0.93) 0.044 (0.040, 0.047) Befuktad Vnter O 3 första trmestern 1.07 (1.02 1.11) 0.030 (0.023, 0.038) O 3 andra trmestern 1.02 (0.99 1.05) -0.027 (-0.033, -0.021) O 3 ssta veckan 0.97 (0.95 0.98) -0.005 (-0.007, -0.003) NO 2 första trmestern 0.99 (0.95 1.02) 0.013 (0.007, 0.019) NO 2 andra trmestern 0.80 (0.76 0.84) 0.138 (0.129, 0.147) NO 2 ssta veckan 0.97 (0.95 0.98) 0.020 (0.017, 0.023) Ostratferad modell O 3 första trmestern 1.00 (1.00, 1.01) -0.002 (-0.005, 0.002) O 3 andra trmestern 1.01 (1.00, 1.01) -0.004 (-0.007, -0.001) O 3 ssta veckan 1.00 (1.00, 1.01) -0.002 (-0.003, -0.001) NO 2 första trmestern 1.00 (0.99, 1.01) -0.001 (-0.004, 0.003) NO 2 andra trmestern 0.99 (0.98, 0.99) 0.008 (0.004 0.012) NO 2 ssta veckan 1.01 (1.00, 1.01) -0.003 (-0.005, -0.001) 19
3.3 Förorenngarnas effekt och låg födelsevkt De kvnnor som blev gravda under våren hade en ökad rsk för att deras barn skulle ha låg födelsevkt vd högre halter av ozon under första trmestern, även efter att man justerat för gravdtetslängd. I tabell 5 kan v se att om befruktnngen skedde på hösten ökade rsken för låg födelsevkt vd högre halter ozon under den ssta veckan. De kvnnor som blev gravda under vntern hade större rsk för att deras barn skulle ha låg födelsevkt vd högre halter ozon under första trmestern. Högre halter ozon under andra trmestern mnskade rsken för låg födelsevkt. Även högre halter av kvävedoxd under ssta veckan mnskade rsken för låg födelsevkt. Det fanns också några sgnfkanta effekter av luftförorenngarna på födelsevkten den multpla lnjära regressonsmodellen. I tabell 5 kan v se att de kvnnor som blev gravda under hösten fck barn med lägre födelsevkt om de utsattes för högre halter ozon under den ssta veckan. Kvävedoxdhalten under gravdtetens ssta vecka hade en sgnfkant postv effekt på födelsevkten för dessa gravdteter. Kvnnor som blev gravda under vntern fck barn med högre födelsevkt om de utsattes för högre ozonhalter under gravdtetens andra trmester. 20
Tabell 5. Oddskvotskattnngar över rsken för låg födelsevkt samt regressonskoeffcentskattnngar för födelsevkt för en enhets öknng av ozon- och kvävedoxdhalt under första, andra och tredje trmestern Oddskvot 95 % - konfdensntervall Lnjär regressonskoeffcent 95 % - konfdensntervall Befuktad Vår O 3 första trmestern 1.08 (1.00, 1.16) -2.770 (-7.497, 1.956) O 3 andra trmestern 1.04 (0.97, 1.11) -1.471 (-5.740, 2.794) O 3 ssta veckan 1.01 (0.99, 1.02) 0.726 (-0.074, 1.525) NO 2 första trmestern 0.98 (0.91, 1.05) 0.216 (-4.191, 4.624) NO 2 andra trmestern 1.05 (0.97, 1.14) -4.105 (-9.126, 0.916) NO 2 ssta veckan 0.99 (0.98, 1.01) 0.258 (-0.656, 1.171) Befuktad Sommar O 3 första trmestern 0.98 (0.94, 1.03) -1.431 (-4.236, 1.374) O 3 andra trmestern 0.99 (0.92, 1.06) 2.219 (-2.105, 6.543) O 3 ssta veckan 1.00 (0.99, 1.01) 0.629 (-0.034, 1.291) NO 2 första trmestern 1.01 (0.95, 1.07) 0.619 (-3.368, 4.607) NO 2 andra trmestern 1.03 (0.97, 1.09) 3.772 (-0.066, 7.610) NO 2 ssta veckan 1.00 (0.99, 1.01) 0.237 (-0.425, 0.899) Befuktad Höst O 3 första trmestern 1.03 (0.97, 1.10) -1.155 (-5.335, 3.026) O 3 andra trmestern 1.03 (1.00, 1.06) -0.115 (-2.046, 1.815) O 3 ssta veckan 1.01 (1.00, 1.02) -1.201 (-1.864, -0.537) NO 2 första trmestern 1.01 (0.94, 1.08) -3.362 (-7.474, 0.750) NO 2 andra trmestern 0.99 (0.93, 1.07) -2.292 (-6.598, 2.015) NO 2 ssta veckan 1.00 (0.98, 1.01) 1.154 (0.205, 2.104) Befuktad Vnter O 3 första trmestern 1.04 (1.00, 1.09) -0.633 (-3.282, 2.016) O 3 andra trmestern 0.97 (0.94, 0.99) 3.001 (1.006, 4.996) O 3 ssta veckan 1.00 (0.99, 1.01) -0.745 (-1.529, 0.038) NO 2 första trmestern 1.00 (0.97, 1.03) -0.076 (-2.105, 1.954) NO 2 andra trmestern 1.01 (0.96, 1.07) 1.501 (-1.783, 4.786) NO 2 ssta veckan 0.98 (0.96, 0.99) 0.753 (-0.167, 1.672) Ostratferad modell O 3 första trmestern 1.00 (0.99, 1.02) 0.722 (-0.137, 1.582) O 3 andra trmestern 1.01 (1.00, 1.02) 0.387 (-0.291, 1.064) O 3 ssta veckan 1.00 (1.00, 1.01) 0.101 (-0.201, 0.402) NO 2 första trmestern 0.99 (0.98, 1.01) -0.140 (-1.046, 0.767) NO 2 andra trmestern 1.00 (0.98, 1.02) 0.779 (-0.201, 1.759) NO 2 ssta veckan 0.99 (0.99, 1.00) 0.332 (-0.051, 0.715) 21
4. Dskusson I lknande studer har man använt lte olka metoder för att bestämma vlka nvåer av luftförorenngar som mödrarna utsatts för. Den vanlgaste metoden för att skatta luftförorenngsnvån är att beräkna genomsnttet över respektve gravdtets studerade tdsperoder för den mätstaton som lgger närmast moderns bostadsplats [5, 6, 8-10, 12]. En lknande metod är att använda genomsnttet av förorenngshalterna över den stadsdel eller den regon som modern bor under de tdsperoder som studeras [3-5, 8]. I några studer har man använt genomsnttet för de studerade luftförorenngarna över hela staden för de ntressanta tdsperoderna för att klassfcera vlka nvåer som mödrarna utsatts för [1, 9, 13]. I en stude har man bara använt årsmedelhalten av de studerade luftförorenngarna för året barnet föds det dstrkt som modern bor för att klassfcera halten hon utsatts för [11]. Dessa olka metoder har gvetvs olka styrkor och svagheter och lämpar sg olka bra tll olka typer av förorenngar. Luftförorenngar som kommer från förbrännngsprocesser har en stor lokal varaton medan t.ex. ozon nte varerar så mycket på korta rumslga avstånd. Detta gör att skattnngsfelet för förbrännngsavgaser som t.ex. kolmonoxd bör bl mndre om man använder mer lokala skattnngar. En beffekt av att använda mer lokala skattnngar blr dock att man rskerar sammanblandnng av luftförorenngseffekterna och varabler med mer lokal varaton som t.ex. socoekonomska faktorer. Använder man däremot snttvärden över hela staden så löper man större rsk för stora felklassfcerngar av luftförorenngsnvåerna för varje kvnna, medan det nte bör bl någon sammanblandnng mellan luftförorenngarna och exempelvs socoekonomska faktorer. I de flesta av studerna används både modeller som bara undersöker den ensklda luftförorenngens effekt utan att anpassa för eventuell sammanblandnng med andra luftförorenngar och modeller som försöker undersöka alla studerade luftförorenngars effekter på en och samma gång. Dessa två tllvägagångssätt undersöker lte olka saker. En modell som bara använder exempelvs kolmonoxd undersöker mer om källan för kolmonoxdutsläppen har någon effekt medan om man modellen även anpassar för svaveldoxd och kvävedoxd försöker renodla effekten av kolmonoxden så att man förhoppnngsvs kan uttala sg om just det ämnet påverkar. Problemet med modeller som anpassar för flera olka luftförorenngar är att då de tll stor del kommer från samma källor ofta är starkt korrelerade och eventuella effekter blr för var och en av förorenngarna för lten för att vsas som statstskt sgnfkant. 22
Resultaten från de studer som behandlar för tdgt födda barn eller låg födelsevkt tyder på att nvåerna av luftförorenngar som kommer från förbrännngsprocesser påverkar rsken för prematur födsel och rsken för låg födelsevkt. Däremot är det svårt att renodla effekten så att man kan uttala sg om vlket/vlka ämnen som påverkar rsken för prematur födsel eller rsken för låg födelsevkt. Generellt verkar högre ozonhalter under första och andra trmestern antngen öka rsken, eller sakna betydelse, för att barn föds förtd. Högre halter av ozon under ssta veckan nnan förlossnng verkar mnska rsken för prematur födsel. För gravdteter som påbörjats under hösten så ökar ozonhalterna under den ssta veckan rsken för prematur födsel. Resultaten går emot de resultat som Jalalaludn et al. fann, där första trmesterns ozonhalter ökade rsken för prematur födsel om kvnnorna studen blev gravda under våren eller sommaren och annars saknade effekt, medan resultaten från Stockholmsstuden pekar på att högre halter under höst och vnter skulle öka rsken för prematur födsel [9]. Kvävedoxdhalterna under första och andra trmestern verkar ha en skyddande effekt mot prematur födsel, då det var mndre rsk eller ngen statstskt sgnfkant effekt, men nte vd förhöjda halter under den ssta veckan före födsel om gravdteten påbörjades under sommaren eller totalt sett. Inte heller dessa resultat stämmer överens med resultaten från Jalalaludn et al. där förhöjda kvävedoxdnvåer under första trmestern medförde en högre rsk för prematur födsel om den första trmestern nföll under vntern, och en lägre rsk vd högre kvävedoxdnvåer om den första trmestern nföll under sommaren, övrgt fanns nga statstskt sgnfkanta effekter [9]. Resultaten från den här studen tyder på att det fnns en mndre rsk för prematur födsel vd förhöjda kvävedoxdnvåer om den första trmestern nfaller under våren eller hösten, medan det nte fnns några statstskt sgnfkanta effekter under sommaren och vntern. Förorenngarnas olka effekt under olka årstder kan bero på några olka orsaker. Man skulle kunna tänka sg att de olka effekterna kan bero på att blandnngen av de olka luftförorenngarna skljer sg åt under olka delar av året och därför har olka stark påverkan på männskor. En annan möjlghet är att korrelatonen mellan olka luftförorenngar och exempelvs väderlek, pollenhalter och del av dygn som spenderas utomhus varerar under året och därför påverkar hur mycket en gravd kvnna utsätts för de olka luftförorenngarna. Det är också möjlgt att mottaglgheten för negatva effekter av att nandas luftförorenngar skljer sg åt under året som en följd av t.ex. förekomst av vrusförkylnngar eller olka vtamnstatus under året. Resultaten bör alltså föranleda ytterlgare analyser av möjlga mekansmer eller förklarngar tll de varerande effekterna. 23
Resultaten för ozonhalterna under första trmestern samt under ssta veckan för de kvnnor som befruktades under vntern är motsägelsefulla. Första trmestern kan v se att rsken för prematur födsel ökar med högre halter av ozon, medan v den modell som behandlar gravdtetslängden kan se att v med ökade ozonhalter kan förvänta oss en längre gravdtet. Under den ssta veckan ser det ut som att högre halter av ozon mnskar rsken för prematur födsel, medan modellen för gravdtetslängd antyder att högre halter medför kortare gravdtet. Detta skulle antngen kunna bero på att ozonet (eller någon annan varabel som är vars effekt är sammanblandad med ozon) skulle kunna öka rsken för prematur födsel, samtdgt som de mödrar som nte föder förtd får en förlängd gravdtet. En annan möjlg förklarng är att något av de hypotestest som genomförs för dessa tdpunkter felaktgt förkastar nollhypotesen. Framförallt högre ozonhalterna tdgt gravdteten verkar kunna öka rsken för låg födelsevkt, även när man anpassar för gravdtetslängd. I den lnjära modellen för födelsevkt vsades ändå luftförorenngarna påverka födelsevkten, men denna påverkan är för lten för att ha nverkan på rsken för låg födelsevkt. Då modellen för låg födelsevkt är utformad så att den ska förklara den eventuella effekt som luftförorenngarna kan tänkas ha utöver den effekt de har på gravdtetens längd betyder detta att den enda effekt på rsken för ett barn att födas med låg födelsevkt är framförallt den ndrekta effekten av att gravdtetslängden påverkas av förhöjda halter av luftförorenngar. Den här studen har en rad styrkor, bl.a. så medför sättet som varje kvnna tllskrvts sn luftförorenngshalt att rsken för sammanblandnng mellan luftförorenngshalterna och socoekonomska faktorer är lten. Valet av studerade förorenngar nnebär också att de går att studera parallellt de statstska modellerna utan att rsken för sammanblandnng av effekterna är specellt stor. Då modellerna även har anpassats för temperatur så är ozoneffekterna ganska renodlade, så att de verklgen är effekter av ozonhalterna och nte av temperatur. Studens svagheter nnefattar bl.a. att det är ganska stor osäkerhet halten av framförallt kvävedoxd som varje kvnna tllskrvts eftersom det fnns stora geografska varatoner nom studeområdet. Det är även en svaghet att det nte anpassats för den ökade rsken för negatva gravdtetsutfall som olka socoekonomska varabler medför, men dessa bör vara tämlgen oberoende av årstder. En annan vktg förklarande varabel för olka gravdtetsutfall som nte har anpassats för dessa modeller är moderns ålder. Modellanpassnngen skulle bl bättre om moderns ålder ngck modellerna, men bör nte påverka skattnngarna av luftförorenngarnas påverkan på utfallen. 24
En vktg fråga som ännu nte studerats så noggrant är vlka mekansmer som skulle kunna lgga bakom eventuella effekter av luftförorenngar på prematur födsel eller låg födelsevkt. En känd faktor som påverkar rsken för förtdsfödsel eller låg födelsevkt är förekomsten av nfekton lvmodern under gravdteten [4]. Även nfektoner andnngsorganen och akuta problem t.ex. av astma skulle kunna påverka rsken för negatva gravdtetsutfall. Rsken för båda dessa typer av ohälsa kan påverkas av halten av olka typer av luftförorenngar nandnngsluften. Olka luftförorenngar som orsakar nflammaton skulle även kunna påverka blodets vskostet så att blodet har sämre möjlghet att försörja moderkakan. En naturlg uppföljnng på den här studen skulle vara att tllskrva mer ndvduella halter av luftförorenngar tll kvnnorna den nya studen genom att använda ett område runt moderns bostadsplats för att tllskrva vlka dygnsvsa halter hon utsätts för, exempelvs halten en 50*50-metersruta runt huset hon bor eller alternatvt ett större område som 500*500 meter eller församlngen/kommunen hon bor. En uppdelnng rutor skulle medföra att det förmodlgen uppstår en rumslg autokorrelaton som tll vss del skulle kunna förklara den del av de gravdtetsfall som förklaras av socoekonomska faktorer, exempelvs något mått på hushållets ekonom eller föräldrarnas utbldnngsnvå. 25
Referenser 1 Gouvea N, Bremner S A, Novaes H M D. Assocaton between ambent ar polluton and brth weght n São Paulo, Brazl. J Epdemol Communty Health. 2004 Jan;58(1):11-7. 2 March of Dmes. The growng problem of prematurty. October 2006. http://www.marchofdmes.com/fles/premfactsheetfnaloct2006.pdf, 10/12/2007 3 Wang X, Dng H, Ryan L et al. Assocaton between Ar polluton and Low Brth Weght: A Communty-based Study. Envron Health Perspect. 1997 May;105(5):514-20. 4 Lu S, Krewsk, D, Sh Y et al. Assocaton between Gaseous Ambent Ar Pollutants and Adverse Brth Outcomes n Vancouver, Canada. Envron Health Perspect. 2003 Nov;111(14):1773-8. 5 Wlhelm M, Rtz B. Local varaton n CO and Partculate Ar Polluton and Adverse Brth Outcomes n Los Angeles County, Calforna, USA. Envron Health Perspect. 2005 Sep;113(9):1212-21. 6 Rtz B, Yu F, Chapa G et al. Effect of Ar Polluton on Preterm Brth Among Chldren Born n Southern Calforna Between 1989 and 1993. Epdemology. 2000 Sep;11(5):502-11. 7 Hansen C, Neller A, Wllams G et al. Maternal exposure to low levels of ambent ar polluton and preterm brth n Brsbane, Australa. BJOG. 2006 Aug;113(8):935-41. 8 Huynh M, Woodruff T J, Parker J D et al. Relatonshps between ar polluton and preterm brth n Calforna. Paedatr Pernat Epdemol. 2006 Nov;20(6):454-61. 9 Jalaludn B, Mannes T, Morgan G et al. Impact of ambent ar polluton on gestatonal age s modfed by season n Sydney, Australa. Envron Health. 2007 Jun 7;6:16. 10 Rtz B, Yu F. The Effect of Ambent Carbon Monoxde on Low Brth Weght among Chldren Born n Southern Calforna between 1989 and 1993. Envron Health Perspect. 1999 Jan;107(1):17-25. 26
11 Bobak M, Leon DA. Pregnancy outcomes and outdoor ar polluton: an ecologcal study n dstrcts of the Chech Republc 1986-8. Occup Envron Med. 1999 Aug;56(8):539-43. 12 Dugandzc R, Dodds L, Steb D et al. The assocaton between low level exposures to ambent ar polluton and term low brth weght: a retrospectve study. Envron Health. 2006 Feb 17;5:3. 13 Lee B E, Ha E H, Park H S et al. Exposure to ar polluton durng dfferent gestatonal phases contrbutes to rsk of low brth weght. Hum Reprod. 2003 Mar;18(3):638-43. 14 Klenbaum D G. Logstc Regresson: A Self-Learnng Text. Sprnger-Verlag. 1994 15 Faraway J J. Extendng the Lnear Model wth R. Chapman&Hall/CRC. 2006 16 Collett D. Modellng Bnary Data (1 ed.). Chapman&Hall. 1991 17 Nagelkerke N. A note on general defnton of the coeffcent of determnaton. Bometrka 78, 691-692 18 http://www2.chass.ncsu.edu/garson/pa765/logstc.htm 10/12/2007 19 Dobson A. An Introducton to Generalzed Lnear Models (2nd ed.). Chapman&Hall/CRC. 2002 27
Appendx Tabell 5. Sammanfattnng av vlka luftförorenngar som vsats ha effekt på för tdg födsel "multple pollutant models Författare Artkel Undersökta Undersökta Sgnfkanta År förorenngar tdsperoder av luftförorenngar gravdteten Wlhelm, Local varaton n CO CO, PM 2.5, Första CO Rtz and Partculate Ar PM 10 trmestern 2005 Polluton and Adverse Brth Outcomes n Los Angeles County, Ssta veckorna sex CO, PM 2.5 Calforna, USA Lu et al. Assocaton between SO 2, NO 2, CO, Första Inga 2003 Gaseous Ambent Ar Pollutants and Adverse Brth Outcomes n O 3 månaden Ssta månaden SO 2, CO Vancouver, Canada Rtz et al. Effect of Ar Polluton CO, PM 10, O 3, Första Inga 2000 on Preterm Brth Among Chldren Born n Southern Calforna Between 1989 and NO 2 månaden Ssta veckorna sex PM 10 1993 Huynh et Relatonshps between PM 2.5, CO Första PM 2.5 al. 2006 ar polluton and preterm brth n Calforna månaden Ssta veckorna två PM 2.5 Hela PM 2.5 28
gravdteten Hansen et Maternal exposure to PM 10, bsp, O 3, Första Inga al. 2006 low levels of ambent ar polluton and preterm brth n NO 2 trmestern Ssta trmestern Inga Brsbane, Australa Jalaludn Impact of ambent ar PM 10, PM 2.5, Första Beror på årstd et al. polluton on gestatonal O 3, NO 2, CO, trmestern 2007 age s modfed by season n Sydney, Australa SO 2 Tre månader fore födsel PM 2.5, SO 2 En månad fore SO 2 födsel 29
Tabell 6. Sammanfattnng av vlka luftförorenngar som vsats ha effekt på låg födelsevkt. OR betecknar oddskvot. Författare Artkel Undersökta Undersökta Sgnfkanta År Förorenngar tdsperoder av luftförorenngar gravdteten Rtz, Yu The Effect of Ambent CO Tredje CO 1999 Carbon Monoxde on Low Brth Weght trmestern among Chldren Born n Southern Calforna between 1989 and 1993 Gouvea et Assocaton between PM 10, CO, Första Inga al. ambent ar polluton SO 2, NO 2, O 3 trmestern 2003 and brth weght n São Paulo, Brazl Andra trmestern PM 10 Tredje Inga trmestern Lu et al. Assocaton between SO 2, NO 2, CO, Första SO 2 2003 Gaseous Ambent Ar Pollutants and Adverse Pregnancy Outcomes n Vancouver, Canada O 3 månaden Ssta månaden Inga Bobak, Leon 1999 Pregnancy outcomes and outdoor ar polluton: an ecologcal study n dstrcts of the Chech Republc 1986-8 TSP, SO 2, NO x SO 2 30