Kohortná štúdia nedoočkovanosti populácie v 8 organizáciách riadenej zdravotnej starostlivosti v USA

13.03.2016 23:47

JAMA Pediatricszväzok 167, č. 3/2013, str. 274–281Jason M. Glanz, PhD; Sophia R. Newcomer, MPH; Komal J. Narwaney, MD, PhD; Simon J. Hambidge, MD, PhD; Matthew F. Daley, MD; Nicole M. Wagner, MPH; David L. McClure, PhD; Stan Xu, PhD; Ali Rowhani-Rahbar, MD, PhD; Grace M. Lee, MD, MPH; Jennifer C. Nelson, PhD; James G. Donahue, DVM, PhD; Allison L. Naleway, PhD; James D. Nordin, MD, MPH; Marlene M. Lugg, DrPH; Eric S. Weintraub, MPH

 

    Pôvodný článok A Population-Based Cohort Study of Undervaccination in 8 Managed Care Organizations Across the United States
    z angličtiny preložil Ing. Marián Fillo.

 

Zhrnutie

Ciele

    Preskúmať vzorce a trendy nedostatočnej zaočkovanosti (angl. undervaccination, ďalej len nedoočkovanosť) u detí vo veku 2–24 mesiacov a porovnať mieru využívania zdravotnej starostlivosti medzi nedoočkovanými a načas očkovanými deťmi.

 

Návrh štúdie

    Retrospektívna kohortná štúdia s porovnateľnou kontrolnou skupinou.

 

Rozpoloženie

    8 organizácií riadenej zdravotnej starostlivosti z Databázy o bezpečnosti očkovania (angl. Vaccine Safety Datalink).

 

Účastníci

    Deti narodené v rokoch 2004–2008.

 

Hlavný sledovaný činiteľ

    Záznamy o očkovaní sa použili na výpočet priemerného počtu dní nedoočkovanosti. Boli vytvorené dve porovnateľné kohorty: deti nedoočkované z ľubovoľného dôvodu a deti nedoočkované z dôvodu rozhodnutia rodičov. Pre obe kohorty boli nedoočkované deti spárované s deťmi načas očkovanými podľa dátumu narodenia, organizácie riadenej zdravotnej starostlivosti a pohlavia.

 

Hlavné výstupné meradlá

    Miera nedoočkovanosti, konkrétne vzorce nedoočkovanosti a miera využívania zdravotnej starostlivosti.

 

Výsledky

    Z 323.247 detí, narodených v rokoch 2004–2008, 48,7% bolo nedoočkovaných po dobu najmenej 1 dňa pred dosiahnutím veku 24 mesiacov. Výskyt nedoočkovanosti a konkrétnych vzorcov nedoočkovanosti sa v priebehu sledovaného obdobia zvýšil (P < 0,001). V párovej kohortnej analýze mali nedoočkované deti nižší počet ambulantných návštev v porovnaní s deťmi načas očkovanými (pomer miery výskytu = Incidence Rate Ratio = IRR = 0,89; 95% interval spoľahlivosti = Confidence Interval = CI, 0,89–0,90). Naproti tomu nedoočkované deti mali väčšiu mieru pobytov v nemocnici v porovnaní s deťmi načas očkovanými (IRR = 1,21; 95% CI, 1,18–1,23). V druhej párovej kohortnej analýze mali deti nedoočkované z dôvodu rozhodnutia rodičov nižšiu mieru ambulantných návštev (IRR = 0,94; 95% CI, 0,93–0,95) i návštev pohotovosti (IRR = 0,91; 95% CI, 0,88–0,94) oproti deťom načas očkovaným.

 

Závery

    Nedoočkovanosť sa javí byť rastúcim trendom. Nedoočkované deti zrejme majú iné vzorce využívania zdravotnej starostlivosti v porovnaní s deťmi načas očkovanými.

    Očkovanie je jedným z najvýznamnejších výdobytkov verejného zdravotníctva za uplynulých 100 rokov. Rastúcio počet rodičov však vyjadrilo obavy z očkovania a údaje z dotazníkových prieskumov[1][2][3][4][5] ukázali, že vyše 10% rodičov hlásilo odkladanie alebo odmietanie niektorých očkovaní u svojich detí. Títo obávajúci sa rodičia často požadujú alternatívne očkovacie kalendáre, ktoré buď zvyšujú časové rozostupy medzi očkovaniami alebo znižujú počet očkovaní, vykonaných počas jedinej návštevy lekára. Napriek ich obavám však bezpečnosť alternatívnych očkovacích kalendárov nie je známa.

    Preskúmanie bezpečnosti alternatívnych očkovacích kalendárov predstavuje významnú metodologickú výzvu. Rozpoznanie detí s úmyselným alternatívnym očkovacím kalendárom môže byť náročné, pretože možných príčin nedoočkovanosti je viacero, vrátane nevyužitých príležitostí, prekážok vo využívaní zdravotnej starostlivosti, chýbajúcich záznamov o očkovaní a zdravotných kontraindikácií očkovania. Pretože rodičia, zdráhajúci sa očkovať, majú širokú paletu rôznych názorov na prínosy a riziká očkovania, je tiež pravdepodobné, že by bolo treba preskúmať mnoho rôznych alternatívnych očkovacích kalendárov. Nakoniec, rodičia, čo posúvajú alebo odmietajú očkovanie, môžu mať iné vzorce vyhľadávania zdravotnej starostlivosti než rodičia, čo dovolia očkovať svoje deti podľa odporúčaného očkovacieho kalendára Poradného výboru pre očkovacie postupy (angl. Advisory Committee on Immunization Practices = ACIP; US obdoba Národní imunizační komise (NIKO) v Česku a Pracovnej skupiny pre imunizáciu (PSPI) na Slovensku).[6] Táto záležitosť je obzvlášť problematická, pretože systémy pre aktívne sledovanie bezpečnosti sa pri rozpoznávaní nežiaducich udalostí po očkovaní spoliehajú na počítačovo spracované údaje o využívaní zdravotnej starostlivosti. Z týchto možných výziev vyplýva, že pred vykonaním štúdií bezpečnosti alternatívnych očkovacích kalendárov je potrebné získať ďalšie údaje o epidemiológii a nedoočkovanosti.

    Prvým cieľom tejto štúdie bolo popísať vzorce a trendy nedoočkovanosti na veľkej kohorte detí z 8 organizácií riadenej zdravotnej starostlivosti (angl. Managed Care Organization = MCO) počas 7-ročného obdobia. Druhým cieľom bolo porovnať mieru využívania zdravotnej starostlivosti medzi nedoočkovanými deťmi a deťmi očkovanými načas podľa očkovacieho kalendára ACIP. V rámci druhého cieľa sme tiež porovnali využívanie zdravotnej starostlivosti medzi podmnožinou detí, ktoré boli nedoočkované kvôli rozhodnutiu rodičov. Veríme, že tieto výsledky poslúžia pre budúce pozorovacie štúdie, ktoré preskúmajú bezpečnosť alternatívnych očkovacích kalendárov.

 

Metódy

Rozpoloženie a návrh štúdie

    Vykonali sme retrospektívnu kohortnú analýzu v rámci Databázy o bezpečnosti očkovania (angl. Vaccine Safety Datalink = VSD), čo je spoločný projekt Strediska pre potláčanie a predchádzanie chorobám (angl. Centers for Disease Control and prevention = CDC) a 10 MCO v USA.[7] Do štúdie zapojené MCO predstavujú vyše 9 miliónov obyvateľov ročne (3% obyvateľstva USA). Každá MCO pripravuje pomocou štandardizovaného slovníka údajov elektronické súbory údajov, obsahujúce údaje o demografii, očkovaniach v minulosti a využívaní ambulantnej, pohotovostnej či nemocničnej zdravotnej starostlivosti. 8 MCO poskytlo údaje pre naše analýzy, pričom dozorná rada každej MCO zvlášť schválila túto štúdiu.

    Našou štúdiou sledované obdobie bolo od 1.I.2004 do 31.XII.2010. Najprv sme použili databázy VSD na rozpoznanie detí, narodených medzi 1.I.2004 a 31.XII.2008. Aby bolo dané dieťa zaradené do štúdie, muselo byť zákazníkom danej MCO prinajmenšom od veku 2 mesiacov do veku 12 mesiacov. Deti boli sledované najviac 36 mesiacov a sledovanie skončilo, ak dieťa vystúpilo z príslušnej MCO. Vylúčili sme zo štúdie deti s doloženými kontraindikáciami niektorých či všetkých očkovaní, vrátane detí s hematopoietickou transplantáciou kmeňových buniek, s ľudským vírusom nedostatočnej imunity (angl. Human Immunodeficiency Virus = HIV) a inými imunodeficitmi, ako aj príjemcov vnútrožilových imunoglobulínov.[8] Aby sme sa uistili, že deti využívajú služby všeobecného lekára v rámci ich MCO, museli mať tiež najmenej jednu ambulantnú návštevu do dovŕšenia 12 mesiacov života.[9][10] Vyhodnotili sme potom stav zaočkovanosti zvyšnej študovanej populácie pomocou odporúčaného očkovacieho kalendára ACIP ako štandardu.

 

Priemerný počet dní nedoočkovanosti

    V tejto veľkej študovanej populácii sme vyčíslili priemerný počet dní nedoočkovanosti (angl. Average Days Undervaccinated = ADU) pre každé dieťa u 8 vakcín počas prvých 24 mesiacov života (tabuľka č. 1). Tento výpočet bol založený na metrike, vyvinutej Lumanom a kol.,[11] ktorá meria rozdiel medzi skutočným dátumom očkovania a dátumom, do ktorého malo byť dieťa očkované danou vakcínou podľa očkovacieho kalendára ACIP. Napr. na prvé očkovanie proti záškrtu, tetanu a čiernemu kašľu nebunkovou (acelulárnou) vakcínou (DTaP) je čas od dovŕšenia 2 mesiacov (tzn. 60 dní) života, ale nepovažuje sa za omeškané až do veku 92 dní. Dni nedoočkovanosti sa teda začínajú počítať 93. dňom života. V tejto analýze Lumana a kol. bol deň nedoočkovanosti dieťaťa počítaný za jeden deň bez ohľadu na počet vakcín, ktorých očkovanie bolo omeškané.

    V našej analýze sme najprv vypočítali počet dní nedoočkovanosti zvlášť pre každú dávku každej vakcíny počas prvých 24 mesiacov života. Potom sme sčítali tieto čísla, aby sme dostali celkový počet dní nedoočkovanosti. Nakoniec sme vydelili celkový počet dní nedoočkovanosti počtom vakcín, ktoré dieťa malo dostať podľa očkovacieho kalendára ACIP. Tento výpočet ADU bol prispôsobený dobe sledovania každého dieťaťa počas sledovaného obdobia, keďže približne 16% týchto detí nebolo súvisle 24 mesiacov zákazníkmi príslušnej MCO.

    Našu pozmenenú verziu metriky Lumana a kol.[11] možno ďalej popísať na nasledujúcom príklade. Dieťa, narodené v roku 2008, by malo byť počas prvých 24 mesiacov života očkované 8 rôznymi vakcínami a 23 jednotlivými dávkami týchto vakcín. Predpokladajme, že rodičia tohto dieťaťa sa rozhodnú pre bežne uvádzaný alternatívny očkovací kalendár,[12] v ktorom sa počas prvých 24 mesiacov života vôbec neočkuje proti žltačke typu B, detskej obrne, ovčím kiahňam, ani MMR vakcínou (proti osýpkam/spalničkám, príušniciam/mumpsu a ružienke/zarděnkám), pričom všetky ostatné vakcíny sú podané načas. U tohto dieťaťa sú dni nedoočkovanosti pre tieto vakcíny postupne: 638, 638, 242 a 242, čo znamená celkovo 1.760 dní nedoočkovanosti. Keďže toto dieťa malo dostať celkovo 8 rôznych vakcín, ADU pre všetky vakcíny je 220 dní (1760/8) počas prvých 24 mesiacov života.

    Náš algoritmus pre výpočet ADU počítal aj s výpadkami dodávok vakcín a inými zmenami očkovacej politiky počas 7-ročného sledovaného obdobia. Zohľadnili sme výpadok dodávok pneumokokovej konjugovanej vakcíny (PCV) začiatkom roku 2004, vakcíny proti baktérii Haemophilus influenzae typu b (Hib) v rokoch 2007–2009, pridanie rotavírusovej vakcíny do očkovacieho kalendára ACIP v roku 2006 a zmeny v odporúčanom veku pre očkovanie proti ovčím kiahňam v roku 2007.[13][14][15][16][17][18][19] Navyše sme kvôli zložitosti týchto zmien v očkovacom kalendári a výpadkom dodávok vakcín počas sledovaného obdobia vypracovali 3 pod-analýzy, v ktorých boli PCV, Hib a rotavírusové vakcíny vyňaté z výpočtu ADU.

 

Tabuľka č. 1: Sledované dávky očkovacích látok v ranom detstve podľa odporúčaného očkovacieho kalendára ACIP

Očkovacia látka Sledované dávky
Nákazlivá žltačka typu B (HepB) 1, 2, 3
Rotavírusy 1, 2, 3
Záškrt, tetanus a čierny kašeľ (DTaP) 1, 2, 3, 4
Haemophilus influenzae typu b (Hib) 1, 2, 3, 4
Pneumokoková konjugovaná vakcína (PCV) 1, 2, 3, 4
Vírusová detská obrna (poliomyelitída) 1, 2, 3
Osýpky, príušnice a ružienka (MMR) 1
Ovčie kiahne (varicella) 1

 

Vyhodnotenie zdravotných záznamov a spárovanie kohort pre analýzu

    Po výpočte ADU sme vykonali námatkové vyhodnotenie zdravotných záznamov, aby sme rozpoznali podskupinu detí, ktorých rodičia úmyselne odložili alebo odmietli očkovanie pre nemedicínske dôvody. Toto vyhodnotenie zdravotných záznamov prebiehalo v dvoch stupňoch. Použili sme Cochranov vzorec[20] na výpočet veľkosti vzorky, s predpokladanou šírkou intervalu spoľahlivosti 0,10 a α = 0.05.

    V prvom stupni tohto vyhodnotenia sme rozdelili populáciu nedoočkovaných detí na desatiny podľa ADU tak, aby v každej skupine bol približne rovnaký počet detí. Vyhodnotenie zdravotných záznamov bolo vykonané na náhodnej vzorke detí z každej tejto desatiny.

    Druhý stupeň tohto vyhodnotenia sa zameriaval na deti s kódom pre nezaočkovanie z dôvodu rozhodnutia rodičov (V64.05 a V64.06) podľa Medzinárodnej klasifikácie chorôb, 9. vydanie, klinická úprava (angl. International Classification of Diseases, 9th Revision, Clinical Modification = ICD-9-CM). Vyhodnotenie zdravotných záznamov prebehlo u náhodnej vzorky detí s ADU > 0 a ICD-9-CM kódom pre odmietnutie očkovania rodičmi.

    U oboch stupňov vyhodnotenia dokumentátor každej MCO preskúmal zdravotné záznamy, aby našiel zápis o tom, že rodič výslovne odložil alebo odmietol očkovanie z nemedicínskych dôvodov. Výsledky tohto prieskumu sa použili na výpočet miery potvrdenia, čím sa zmeral podiel tých detí, čo mali v zdravotnom zázname zápis o úmyselnom rozhodnutí rodiča pre nedoočkovanie svojho dieťaťa, na celkovom počte nedoočkovaných detí. Tieto miery potvrdenia sa použili na rozpoznanie pod-skupiny detí s vysokou pravdepodobnosťou nedoočkovanosti z dôvodu rozhodnutia rodičov.

    Ručne sme prešli 1.132 zdravotných záznamov z celkovo 157.474 detí, ktoré boli nedoočkované najmenej 1 deň (graf č. 1). Celková miera potvrdenia odmietnutia očkovania rodičom skrz všetky desatiny bola 24,3% (95% CI; 22,9–25,7%), viď tabuľku č. 2. Miery potvrdenie u jednotlivých desatín kolísali od 9,4% do 46,2%, pričom najvyššie boli v 8. až 10. desatine (spolu 40,2%). Vo väčšine prípadov nebol dôvod nedoočkovania zaznamenaný (60%). V 4,5% zdravotných záznamov bolo uvedené, že očkovanie bolo vykonané načas, a v 8,5% zdravotných záznamov bolo očkovanie odložené zo zdravotných dôvodov. U detí s ICD-9-CM kódom pre odmietnutie očkovania rodičmi bola miera potvrdenia 93,7% (95% CI, 93,1–94,2%).

    Na základe týchto mier potvrdenia sme vytvorili dve spárované kohorty pre analýzu: jednu s nedoočkovanými deťmi bez ICD-9-CM kódu pre odloženie/odmietnutie očkovania rodičmi a druhú s týmto kódom. Prvá skupina predstavovala deti nedoočkované z ľubovoľného dôvodu a druhá deti nedoočkované kvôli rozhodnutiu rodičov. Na vytvorenie kohort pre analýzu sme spárovali každé nedoočkované dieťa s najmenej jedným načas zaočkovaným dieťaťom, a to podľa dátumu narodenia (± 7 dní), MCO a pohlavia. Tieto deti boli boli sledované po dobu najviac 36 mesiacov od narodenia, aby sme mohli porovnať výsledky medzi týmito vetvami štúdie.

 

Tabuľka č. 2: Miera potvrdenia odloženia/odmietnutia očkovania rodičom zápisom v zdravotnom zázname

Desatina ADU
(rozsah)
Nedoočko-
vaných detí
Preskúmaných
zdravotných
záznamov
Záznamov
bez dôvodu
neočkovania
Miera
potvrdenia
% (95% CI)
1. 1–4 15.773 64 47 (73,4%) 20,3 (16,3–24,3)
2. 5–9 15.852 64 43 (67,2%) 14,1 (11,1–17,0)
3. 10–19 15.677 63 49 (77,8%) 11,1 (8,7–13,6)
4. 20–22 15.639 65 43 (66,2%) 18,5 (14,8–22,1)
5. 23–25 16.035 64 51 (79,7%) 9,4 (7,3–11,4)
6. 26–39 15.015 65 30 (46,2%) 29,2 (24,2–34,3)
7. 40–60 15.882 63 42 (66,7%) 19,0 (15,2–22,8)
8. 61–99 15.874 64 28 (43,8%) 35,9 (30,3–41,6)
9. 100–213 15.881 65 27 (41,5%) 38,5 (32,7–44,2)
10. 214–592 15.826 65 25 (38,5%) 46,2 (40,1–52,2)
spolu 157.454 642 385 (60%) 24,3 (22,9–25,7)

Súčet percent v posledných dvoch stĺpcoch nie je 100%, pretože v 4,5% zdravotných záznamov bolo uvedené, že sa očkovalo načas, a v 11,3% zdravotných záznamov bol uvedený iný dôvod odkladu očkovania (napr. dieťa bolo počas preventívnej prehliadky choré alebo sa na plánovanú preventívnu prehliadku nedostavilo).

 

Graf č. 1: Rozpoznanie spárovaných kohort pre analýzu nedoočkovaných detí

graf č. 1
Pre zaradenie do štúdie sa vyžadovalo, by deti boli narodené v rokoch 2004–2008, aby boli súvisle zákazníkmi príslušnej MCO prinajmenšom do 2 do 12 mesiacov života a aby mali aspoň jednu ambulantnú návštevu do 12 mesiacov života. Deti s určitými kontraindikáciami očkovania boli zo štúdie vylúčené.
* Deti boli označené, že majú ICD-9 kód pre odmietnutie očkovania, ak mali vo svojom elektronickom zdravotnom zázname kód V64.05 alebo V64.06 podľa ICD-9-CM pred zavŕšením veku 24 mesiacov.

 

Výstupy a analýzy: vlastnosti skúmanej populácie a využívanie zdravotnej starostlivosti

    Skôr, než boli zostavené spárované kohorty pre analýzu, sme vypracovali rad popisných analýz. Najprv sme zistili niekoľko rôznych vzorcov nedoočkovanosti v celej skúmanej populácii. Pre odhalenie týchto vzorcov sme vypočítali celkový počet možných kombinácií jednotlivých podaných vakcín. Tento výpočet bol založený na 8 vakcínach, skúmaných v priebehu prvých 2 rokov života. Pre každú vakcínu sme vytvorili 3 stavy:

  1. všetky dávky podané načas
  2. žiadne očkovanie touto vakcínou
  3. niektoré dávky buď nepodané vôbec alebo podané oneskorene

    Na základe týchto stavov bol teoretický počet 38 = 6561 možných kombinácií vakcín. Zistili sme potom skutočný počet rôznych vzorcov nedoočkovanosti v skúmanej populácii.

    Tiež sme vypracovali analýzu, v ktorej sme vypočítali priemer a medián ADU pre deti narodené v každom roku od 2004 do 2008. V týchto 5 kohortách podľa roku narodenia sme preskúmali výskyt nedoočkovaných detí a detí s určitými vzorcami nedoočkovanosti v priebehu času. Medzi tieto vzorce nedoočkovanosti patrilo posunutie všetkých očkovaní do veku najmenej 4, 6, 12 či 24 mesiacov; nepodanie DTaP vakcíny v rovnaký deň ako PCV a Hib; nepodanie vakcín proti HepB, detskej obrne, ovčím kiahňam a MMR vakcíny v prvých 24 mesiacoch života. Týchto 6 vzorcov predstavuje často citované alternatívne očkovacie kalendár.[12][21] Trendy v čase boli analyzované pomocou lineárnej regresie a Cochran-Armitageovými testami trendov.

    Po zostrojení spárovaných kohort pre analýzu sme ich spojili s údajmi o ambulantných návštevách, nemocničných návštevách a pohotovostnej službe, aby sme mohli porovnať mieru využívania zdravotnej starostlivosti medzi vetvami tejto kohortnej štúdie počas prvých 36 mesiacov života. V jednej analýze sme porovnali celkový počet návštev, počet preventívnych prehliadok a počet ľahších akútnych chorôb (ochorenie horných dýchacích ciest, horúčka a faryngitída) v ambulantnej starostlivosti. V druhej analýze sme porovnávali celkový počet nemocničných pobytov a návštev pohotovosti medzi vetvami tejto kohorty. Tieto údaje sme analyzovali pomocou podmienenej Poissonovej regresie, aby sme vypočítali pomery výskytu (angl. Incidence Rate Ratio = IRR) a 95%-né CI, s kontrolou na predchádzajúce chronické zdravotné problémy.[22][23] U detí, ktoré boli nedoočkované z ľubovoľného dôvodu, boli regresné analýzy rozvrstvené podľa desatín ADU.

 

Výsledky

Skúmaná populácia a trendy nedoočkovanosti

    Zistili sme 323.247 detí, narodených v rokoch 2004–2008. 157.454 z týchto detí (48,7%) bolo nedoočkovaných (viď graf č. 1). ADU u každého z týchto detí kolísala od 1 do 592 dní. Celkový priemer ADU bol 36 dní a štandardná odchýlka 89 dní (viď tabuľku  č. 3). ICD-9-CM kód pre odmietnutie očkovania rodičom bol použitý u 6.172 nedoočkovaných detí (3,9%). V celkovej skúmanej populácii bolo 1.399 rôznych vzorcov nedoočkovanosti. Medzi tými, čo mali ICD-9-CM kód pre odmietnutie očkovania bolo 756 rôznych vzorcov nedoočkovanosti. Na základe miery potvrdenia zdravotnými záznamami (24,3% pre celú nedoočkovanú populáciu a 93,7% pre deti s ICD-9-CM kódom) bol odhadnutý výskyt nedoočkovanosti z dôvodu rozhodnutia rodiča na 13% (95% CI, 11,9%–14,2%).

    Výskyt nedoočkovaných detí významne rástol s rastúcim rokom narodenia (viď tabuľku č. 3). S rastúcim rokom narodenia sa priemer ADU zvýšil o vyše 50% a medián vzrástol z 0 na 3 dni. Trendy zostali významnými aj v troch pod-analýzach, v ktorých boli PCV, Hib a rotavírusové vakcíny odstránené z výpočtu ADU.

    Tiež rástol počet detí s 1 z 6 vyššie zmienených vzorcov nedoočkovanosti, znázornených na grafe č. 2. Celkovo 8.939 detí (2,8%) malo jeden z týchto 6 možných alternatívnych očkovacích kalendárov a približne 911 z týchto detí (10,2%) bolo vo veku 24 mesiacov zaočkovaných všetkými týmito vakcínam: 4x DTaP, 3x detská obrna, 1x MMR, 3x Hib, 3x HepB, 1x ovčie kiahne a 4x PCV.[24]

 

Tabuľka č. 3: Trendy nedoočkovanosti podľa roku narodenia

Vlastnosť Všetky kohorty
podľa veku
Rok narodenia
2004 2005 2006 2007 2008
Detí v skúmanej populácii 323.247 62.922 64.842 68.553 69.882 57.048
Nedoočkovaných detí 157.454 26.327 28.227 33.571 38.292 31.037
% nedoočkovaných detí[a] 48,7% 41,8% 43,5% 49% 54,8% 54,4%
Priemerný počet dní nedoočkovanosti (ADU)
   Priemer[b][c] 36 28 33 36 40 44
   Štandardná odchýlka[b] 89 79 87 89 90 98
   Medián[c] 0 0 0 0 4 3

[a]  Cochrane-Armitageov test trendu, P < 0,001

[b]  Významný lineárny trend pomocou lineárnej regresie, P < 0,001

[c]  Priemer a medián ADU boli vypočítané pre celú študovanú populáciu podľa roku narodenia. Priemer a medián ADU boli počítané aj pomocou očkovacieho kalendára ACIP pre dobehnutie zameškaných očkovaní. Pre všetky roky narodenia spolu sa tým priemer ADU znížil na 34. Trend nárastu nedoočkovanosti pretrval u všetkých 5 ročníkov. Medián ADU zostal bezo zmeny.

 

Graf č. 2: Trendy odkladania očkovania a vybraných vzorcov očkovania do 24 mesiacov, podľa roku narodenia


Vo všetkých ročníkoch bolo spolu 8.939 s určitým neštandardným očkovacím kalendárom. Všetky trendy boli významné na P < 0.001 pomocou Cochran-Armitageovho testu trendu.

DTaP = záškrt, tetanus, čierny kašeľ; Hib = Haemophilus influenzae typu b;
MMR = osýpky, príušnice a ružienka; HepB = nákazlivá žltačka typu B;
PCV = pneumokoková konjugovaná vakcína.

 

Spárované kohorty pre analýzu

    Vytvorili sme dve spárované kohorty pre analýzu, v ktorých boli nedoočkované deti spárované s načas očkovanými deťmi, a to podľa dátumu narodenia, MCO a pohlavia. Zo 157.454 nedoočkovaných detí 151.282 nemalo v zdravotnom zázname ICD-9-CM kód pre odklad/odmietnutie očkovania a predstavovalo deti neočkované z ľubovoľného dôvodu. Pre prvú kohortu sme dokázali individuálne spárovať 137.855 zo 151.282 nedoočkovaných detí (91,1%) s načas očkovanými deťmi, čo vytvorilo vo výsledku kohortu 275.710 detí. Priemerný čas sledovania dieťaťa v tejto kohorte bol 956 dní.

    U druhej kohorty sme individuálne spárovali 6.168 zo 6.172 nedoočkovaných detí (99,9%) s ICD-9-CM kódom pre odklad/odmietnutie očkovania s priemerne 10 načas očkovanými deťmi. Celková veľkosť kohorty bola 75.377 detí a priemerný čas sledovania dieťaťa bol 940 dní.

 

Využívanie zdravotnej starostlivosti

Deti nedoočkované z ľubovoľného dôvodu

    Miera využívania zdravotnej starostlivosti sa u rôznych vetiev kohortnej štúdie líšila (viď tabuľku č. 4). Nedoočkované deti mali menej ambulantných návštev než deti, ktoré boli očkované načas (IRR = 0,89; 95% CI, 0,89–0,9). Nedoočkované deti mali tiež nižší počet preventívnych prehliadok a ambulantných návštev kvôli určitým ľahším akútnym chorobám. Rozdiely vo využívaní zdravotnej starostlivosti sa vo všeobecnosti zvyšovali s rastúcim počtom dní nedoočkovanosti. IRR pre jednotlivé desatiny detí podľa ADU boli v rozmedzí 1,03–0,58 a väčšina z nich (88%) bola štatisticky významná (P < 0,01).

    Opačný vzorec sme pozorovali u nemocničných pobytov. Celkovo mali nedoočkované deti vyšší počet dní, strávených v nemocnici, než načas očkované deti (IRR = 1,21; 95% CI, 1,18–1,23). IRR sa u jednotlivých desatín detí podľa ADU pohybovali od 1,04 do 1,37, pričom najvyššie IRR boli v 6.–10. desatine (= v hornej polovic).

    Využívanie pohotovostnej služby bolo u nedoočkovaných detí mierne vyššie (IRR = 1,03; 95% CI, 1,03–1,04). U jednotlivých desatín podľa ADU sa IRR líšili, ale nepozorovali sme nijaký vzorec.

 

Deti nedoočkované z dôvodu rozhodnutia rodičov

    Deti, ktoré boli nedoočkované z dôvodu rozhodnutia rodičov, mali výrazne nižšie využitie pohotovostnej služby i nižší počet ambulantných návštev — ako celkovo, tak aj z dôvodu určitej akútnej choroby — oproti deťom očkovaným načas (viď tabuľku č. 5). IRR pre tieto spojitosti sa pohybovali v rozmedzí 0,88–0,94 a boli štatisticky významné (P < 0,001). IRR pre nemocničné pobyty nebol štatisticky významný (IRR = 0,98; P = 0,5).

 

Tabuľka č. 4: Využívanie zdravotnej starostlivosti od narodenia po dovŕšenie 36 mesiacov života u 137.855 nedoočkovaných detí bez ICD-9-CM kódu pre odmietnutie očkovania rodičom, spárovaných so 137.855 načas očkovanými deťmi

Desatina Druh návštevy, IRR (95% CI)[a]
Nemocničné
pobyty[b]
Návštevy
pohotovosti
Ambulantné
návštevy
Preventívne
prehliadky
Choroby
horných ciest
dýchacích
Horúčky Faryngitídy
všetky 1,21 (1,18–1,23) 1,03 (1,03–1,04) 0,89 (0,89–0,90) 0,86 (0,86–0,86) 0,89 (0,89–0,90) 0,89 (0,88–0,90) 0,91 (0,89–0,92)
1. 1,12 (1,06–1,18) 1,04 (1,01–1,07) 0,95 (0,95–0,96) 0,94 (0,93–0,95) 0,98 (0,96–0,99) 1,03 (0,99–1,07) 0,97 (0,92–1,02)
2. 1,19 (1,12–1,26) 1,05 (1,02–1,08) 0,94 (0,94–0,95) 0,93 (0,92–0,94) 0,97 (0,95–0,98) 0,95 (0,92–0,99) 0,98 (0,93–1,03)
3. 1,15 (1,09–1,22) 1,05 (1,02–1,08) 0,93 (0,93–0,94) 0,92 (0,91–0,93) 0,96 (0,95–0,98) 0,93 (0,89–0,97) 0,98 (0,93–1,04)
4. 1,09 (1,02–1,16) 0,97 (0,95–1,00) 0,95 (0,94–0,95) 0,92 (0,91–0,93) 0,94 (0,92–0,96) 0,93 (0,89–0,96) 0,98 (0,92–1,04)
5. 1,04 (0,98–1,11) 0,99 (0,97–1,02) 0,94 (0,94–0,95) 0,91 (0,90–0,92) 0,92 (0,91–0,94) 0,93 (0,89–0,97) 0,99 (0,94–1,04)
6. 1,27 (1,19–1,35) 1,02 (0,99–1,05) 0,92 (0,92–0,93) 0,89 (0,88–0,90) 0,91 (0,89–0,92) 0,93 (0,89–0,97) 0,91 (0,86–0,96)
7. 1,34 (1,26–1,43) 1,05 (1,02–1,07) 0,91 (0,90–0,91) 0,87 (0,86–0,88) 0,92 (0,91–0,94) 0,85 (0,81–0,88) 0,92 (0,87–0,97)
8. 1,37 (1,28–1,45) 1,11 (1,08–1,14) 0,87 (0,86–0,87) 0,83 (0,82–0,83) 0,87 (0,86–0,88) 0,90 (0,87–0,94) 0,90 (0,85–0,95)
9. 1,32 (1,24–1,41) 1,09 (1,06–1,12) 0,77 (0,77–0,78) 0,74 (0,73–0,75) 0,78 (0,77–0,79) 0,80 (0,77–0,84) 0,78 (0,74–0,83)
10. 1,27 (1,19–1,36) 0,98 (0,95–1,01) 0,63 (0,62–0,63) 0,58 (0,58–0,59) 0,62 (0,60–0,63) 0,64 (0,61–0,67) 0,63 (0,59–0,67)

[a]  IRR, prispôsobený prítomnosti chronických chorôb (áno/nie), bol vypočítaný pomocou podmienenej Poissonovej regresnej analýzy

[b]  Všetky nemocničné pobyty od dátumu narodenia do veku 8 dní boli z analýzy vylúčené.

 

Tabuľka č. 5: Využívanie zdravotnej starostlivosti od narodenia po dovŕšenie 36 mesiacov života u 6.168 nedoočkovaných detí s ICD-9-CM kódom pre odmietnutie očkovania rodičom, spárovaných so 69.209 načas očkovanými deťmi

Druh návštevy IRR 95% CI[a]
Nemocničné pobyty[b] 0,98 0,92–1,04
Návštevy pohotovosti 0,91 0,88–0,94
Ambulantné návštevy 0,94 0,93–0,95
Preventívne prehliadky 0,89 0,88–0,90
Choroby horných ciest dýchacích 0,88 0,87–0,90
Horúčky 0,89 0,85–0,94
Faryngitídy 0,89 0,83–0,95

[a]  IRR, prispôsobený prítomnosti chronických chorôb (áno/nie), bol vypočítaný pomocou podmienenej Poissonovej regresnej analýzy

[b]  Všetky nemocničné pobyty od dátumu narodenia do veku 8 dní boli z analýzy vylúčené.

 

Komentár

    Z tejto veľkej multicentrickej kohortnej štúdie vyplýva, že nedoočkovanosť je rastúcim trendom. Použili sme údaje o očkovaní a využívaní zdravotnej starostlivosti, získané z elektronických zdravotných záznamov, na vytvorenie kohort ročníkov detí, narodených v rokoch 2004–2008. Medzi týmito kohortami sme pozorovali nárast výskytu i rozsahu nedoočkovanosti u detí v prvých 2 rokoch života. Z našich výsledkov tiež vyplýva, že určité vzorce nedoočkovanosti sa objavujú čoraz častejšie. Navyše naše kohortné analýzy, porovnávajúce nedoočkované deti s načas očkovanými deťmi, preukázali rozdiely vo využívaní zdravotnej starostlivosti, ktoré sa javia byť väčšie pri väčšej miere nedoočkovanosti. Veríme, že tieto výsledky majú významné dôsledky pre štúdium bezpečnosti alternatívnych očkovacích kalendárov.

    Približne 49% detí v tejto skúmanej populácii poistených ľudí bolo nedoočkovaných aspoň 1 deň počas prvých 24 mesiacov života. To je menej než zverejnený celoštátny odhad 74%.[11] V našej kohorte tiež odhudejeme, že približne 13% detí bolo nedoočkovaných z dôvodu rozhodnutia rodičov, čo je v súlade s inými zverejnenými odhadmi 10% až 25% z prierezových dotazníkových prieskumov a populačných ekologických štúdií.[1][3][25] Toto číslo je však pravdepodobne nižšie než skutočný výskyt úmyselnej nedoočkovanosti a alternatívnych očkovacích kalendárov. Dôvody nedoočkovanosti neboli zapísané v 60% zdravotných záznamov v našom prehľade. Tieto poistené deti boli súvisle zákazníkmi svojich MCO vo vekovom rozmedzí prinajmenšom 2–12 mesiacov a aj tie najviac nedoočkované deti z 8.–10. desatiny podľa ADU mali medián 12 klinických návštev do dovŕšenia veku 36 mesiacov. Z toho zase vyplýva, že veľká väčšina týchto detí využíva služby všeobecného lekára. Preto je rozumné predpokladať, že určitá časť nedoočkovaných detí bez kódu pre odmietnutie očkovania v zdravotnom zázname patrí tiež medzi deti nedoočkované z vôle rodičov, takže skutočný výskyt úmyselnej nedoočkovanosti bude vyšší.

    ICD-9-CM kódy pre odmietnutie/odklad očkovania rodičommali vysokú mieru potvrdenia (93,7%), z čoho vyplýva, že správne označujú deti ako nedoočkované z dôvodu rozhodnutia rodiča. Preto sme použili tento kód na stanovenie našej druhej kohorty pre analýzu, aby sme porovnali mieru využívania zdravotnej starostlivosti nedoočkovaných detí s načas očkovanými deťmi. Tento kód sa však používa len zriedka (3,9% z kohorty nedoočkovaných) a má malú citlivosť. Z toho vyplýva, že populácia detí s ICD-9-CM kódom pre odklad/odmietnutie očkovania rodičom nemusí byť reprezentatívnou časťou populácie detí nedoočkovaných z vôle rodičov. Tento kód by sa preto mal pri stanovovaní kohort pre skúmanie bezpečnosti alternatívnych očkovacích kalendárov používať opatrne.

    Rozpoznali sme 1.399 rôznych vzorcov nedoočkovanosti v celkovej skúmanej populácii a 756 vzorcov v kohorte neočkovanej z vôle rodičov. Hoci táto rôznorodosť vytvára príležitosť pre skúmanie bezpečnosti alternatívnych očkovacích kalendárov, predstavuje tiež významné výzvy pri snahe stanoviť vhodné skupiny pre porovnanie.[26] Navyše, tieto odhadované počty vzorcov nedoočkovanosti sú nižšie, než je celkové množstvo možných vzorcov. Naše kritériá pre rozpoznanie rôznych kombinácií vzorcov neuvažovali tie kombinácie, v ktorých niektoré dávky z očkovacej schémy chýbajú, ani oneskorené načasovanie niektorých dávok vakcín. Keby sme započítali aj tieto činitele, vyšli by nám miliardy možných kombinácií, čím podčiarkujeme náročnosť pokusu skúmať bezpečnosť určitých alternatívnych očkovacích kalendárov v epidemiologickej štúdii.

    V našej analýze spárovaných kohort mali deti, neočkované z ľubovoľného dôvodu, nižší počet ambulantných návštev a vyšší počet návštev pohotovosti a nemocničných pobytov v porovnaní s načas očkovanými deťmi. Predchádzajúce práce[27][28][29][30] ukázali podobné súvislosti pri porovnávaní využívania zdravotnej starostlivosti medzi vrstvami obyvateľstva podľa socioekonomického statusu. V našej štúdii však populácia nedoočkovaných pravdepodobne bude zmesou rôznych detí, vrátane tých, čo boli úmyselne nedoočkované z osobných dôvodov, detí s kontraindikáciami očkovania, detí, o ktorých zdravie sa starali poskytovatelia zdravotnej starostlivosti mimo danú MCO, detí chorých počas preventívnej prehliadky, detí z rodín, ktoré majú prekážky vo využívaní zdravotnej starostlivosti, a deti, ktorých rodičia jednoducho nestihli alebo zabudli prísť na plánovanú preventívnu prehliadku. Takáto rôznorodosť znamená, že tu môže byť viacero činiteľov, ktoré majú vplyv na rozdiely vo využívaní zdravotnej starostlivosti medzi vetvami tejto kohorty.

    Deti nedoočkované z vôle rodičov mali nižší počet ambulantných návštev i návštev pohotovosti a nemali významný rozdiel v počte nemocničných pobytov v porovnaní s načas očkovanými deťmi. Tieto výsledky naznačujú svojské odlišnosti vo vyhľadávaní zdravotnej starostlivosti medzi týmito dvomi skupinami rodičov. Napr. údaje zo zverejnených prieskumov[31][32] ukázali, že rodičia, ktorí sa rozhodli neočkovať svoje deti, s väčšou pravdepodobnosťou nedôverujú zdravotníctvu a vyhľadávajú poskytovateľov komplementárnej či alternatívnej medicíny, než rodičia plne zaočkovaných detí. Je preto možné, že rodičia, čo odkladajú alebo odmietajú očkovanie, pravdepodobne menej využívajú tradičné zdravotníctvo, keď ich deti chytia ľahšiu akútnu chorobu, ale vyhľadajú zdravotnú starostlivosť, keď je ich dieťa vážne choré. Takéto rozdiely by mohli vytvoriť skreslenie výberom v štúdiách, ktoré sa pokúšajú preskúmať riziko možných nežiaducich účinkov očkovania. Budúce dotazníkové prieskumy medzi rodičmi s rôznymi obavami z očkovania by mohli pomôcť vysvetliť tieto rozdiely v miere využívania zdravotnej starostlivosti.

    Hoci veľká väčšina rodičov sa rozhodne dať svoje deti zaočkovať podľa očkovacieho kalendára, ktorý odporúča ACIP, rastúci počet rodičov očkovanie odkladá alebo odmieta. Títo rodičia vyjadrujú obavy z nebezpečnosti očkovania. Možno tým však svoje deti vystavujú zvýšenému riziku prenosných chorôb, ktoré sú takmer na 100% predchádzateľné očkovaním.[33][34][35][36][37][38][39] Z týchto dôvodov je skúmanie bezpečnosti alternatívnych očkovacích kalendárov národným záujmom.[40] Naše výsledky poukazujú na možné dopady alternatívnych očkovacích kalendárov na verejné zdravie a na prekážky v skúmaní ich bezpečnosti. Preto veríme, že zistenia tejto štúdie budú starostlivo zvážené pri navrhovaní a vypracúvaní pozorovacích štúdií, ktoré skúmajú bezpečnost alternatívnych očkovacích kalendárov.

 

Údaje o článku

Korešpondencia:

    Jason M. Glanz, PhD
    Institute for Health Research
    Kaiser Permanente Colorado
    PO Box 378066
    Denver
    CO 80237
    USA
    jason.m.glanz@kp.org

 

Prijaté na zverejnenie:

    24.VIII.2012

 

Zverejnené na internete:

    21.I.2013, doi: 10.1001/jamapediatrics.2013.502

 

Príspevky jednotlivých autorov:

    Dr. Glanz mal plný prístup ku všetkým údajom v tejto štúdii a nesie zodpovednosť za integritu týchto údajov a presnosť analýz týchto údajov. Koncept a návrh štúdie: Glanz, Narwaney, Hambidge, Daley, McClure, Naleway, Nordin a Weintraub. Získavanie vstupných údajov: Glanz, Newcomer, Wagner, Lee, Nelson, Donahue, Naleway, Lugg a Weintraub. Analýza a výklad údajov: Glanz, Newcomer, Narwaney, Hambidge, Daley, McClure, Xu, Rowhani-Rahbar, Nelson, Donahue, Nordin a Lugg. Návrh rukopisu článku: Glanz, Newcomer a Daley. Kritické revízie rukopisu článku kvôli dôležitému intelektuálnemu obsahu: Glanz, Newcomer, Narwaney, Hambidge, Daley, Wagner, McClure, Xu, Rowhani-Rahbar, Lee, Nelson, Donahue, Naleway, Nordin, Lugg a Weintraub. Štatistická analýza: Glanz, Newcomer, Narwaney, McClure, Xu, Rowhani-Rahbar, Nelson a Lugg. Získané financie: Glanz a Hambidge. Administratívna, technická a materiálna podpora: Glanz, Daley, Wagner, McClure, Donahue, Naleway, Nordin, Lugg a Weintraub. Vedenie štúdie: Glanz, Daley, Xu a Lugg.

 

Priznania konfliktov záujmov:

    žiadne neboli hlásené

 

Financovanie/podpora:

    Táto štúdia bola financovaná skrz dodatok ku zmluve s America's Health Insurance Plans č. 200-2002-00732 od  Centers for Disease Control and Prevention (CDC; Stredisko pre potláčanie a predchádzanie chorobám v USA).

 

Predchádzajúce prezentácie:

    Predbežné výsledky tejto štúdie boli predstavené na Konferencii Amerického zväzu verejného zdravotníctva (angl. American Public Health Association) 1.XI.2011 vo Washingtone, DC a na stretnutí Výboru Výskumného ústavu lekárskeho pre hodnotenie štúdií, týkajúcich sa zdravotných následkov detského očkovacieho kalendára (angl. Institute of Medicine's Committee on the Assessment of Studies of Health Outcomes Related to the Childhood Immunization Schedule) 9.II.2012 vo Washingtone, DC. Navyše boli tieto predbežné výsledky predstavené ako pódiová prezentácia na Stretnutí Akademickej spoločnosti detských lekárov (angl. Pediatric Academic Society) 1.V.2012 v Bostone, Massachusetts. Podrobnejšie boli tieto výsledky predstavené na stretnutí Výskumného ústavu lekárskeho (angl. Institute of Medicine) 29.V.2012 vo Washingtone, DC.

 

Vymedzenie práv (disclaimer):

    Hoci CDC hralo pri návrhu a vypracúvaní tejto štúdie, pri zbieraní, správe, analýze a výklade týchto údajov, ako aj pri príprave, pripomienkovaní a schvaľovaní tohto rukopisu určitú úlohu, zistenia a závery v tomto článku sú zisteniami a závermi jeho autorov a nemusia nutne predstavovať oficiálne postoje CDC.

 

Ďalšie príspevky:

    Správcovia údajov a dokumentátori zdravotných záznamov v každej zúčastnenej MCO vytvorili sady údajov pre Databázu o bezpečnosti očkovania (Vaccine Safety Datalink) a prezerali príslušné zdravotné záznamy.

 

Odkazy na zdroje

[1]  Dempsey AF, Schaffer S, Singer D, Butchart A, Davis M, Freed GL. Alternative vaccination schedule preferences among parents of young children.  Pediatrics. 2011;128(5):848-856
PubMed   |  Link to Article

[2]  Freed GL, Clark SJ, Butchart AT, Singer DC, Davis MM. Parental vaccine safety concerns in 2009.  Pediatrics. 2010;125(4):654-659
PubMed   |  Link to Article

[3]  Gust DA, Darling N, Kennedy A, Schwartz B. Parents with doubts about vaccines: which vaccines and reasons why.  Pediatrics. 2008;122(4):718-725
PubMed   |  Link to Article

[4]  Wightman A, Opel DJ, Marcuse EK, Taylor JA. Washington State pediatricians' attitudes toward alternative childhood immunization schedules.  Pediatrics. 2011;128(6):1094-1099
PubMed   |  Link to Article

[5]  Leib S, Liberatos P, Edwards K. Pediatricians' experience with and response to parental vaccine safety concerns and vaccine refusals: a survey of Connecticut pediatricians.  Public Health Rep. 2011;126:(suppl 2)  13-23
PubMed

[6]  Centers for Disease Control and Prevention.  Recommended immunization schedules for persons aged 0-18 years—United States, 2011.  MMWR Morb Mortal Wkly Rep. 2011;60(5):1-4.http://www.cdc.gov/mmwr/preview/mmwrhtml/mm6005a6.htm?s_cid=mm6005a6_w. Accessed November 28, 2012

[7]  Baggs J, Gee J, Lewis E,  et al.  The Vaccine Safety Datalink: a model for monitoring immunization safety.  Pediatrics. 2011;127:(suppl 1)  S45-S53
PubMed   |  Link to Article

[8]  Centers for Disease Control and Prevention.  Guide to vaccine contraindications and precautions. http://www.cdc.gov/vaccines/recs/vac-admin/downloads/contraindications-guide-508.pdf. Accessed July 25, 2012

[9]  France EK, Smith-Ray R, McClure D,  et al.  Impact of maternal influenza vaccination during pregnancy on the incidence of acute respiratory illness visits among infants.  Arch Pediatr Adolesc Med. 2006;160(12):1277-1283
PubMed   |  Link to Article

[10]  Ritzwoller DP, Bridges CB, Shetterly S, Yamasaki K, Kolczak M, France EK. Effectiveness of the 2003-2004 influenza vaccine among children 6 months to 8 years of age, with 1 vs 2 doses.  Pediatrics. 2005;116(1):153-159
PubMed   |  Link to Article

[11]  Luman ET, Barker LE, Shaw KM, McCauley MM, Buehler JW, Pickering LK. Timeliness of childhood vaccinations in the United States: days undervaccinated and number of vaccines delayed.  JAMA. 2005;293(10):1204-1211
PubMed   |  Link to Article

[12]  Sears RW. The Vaccine Book: Making the Right Decision for Your Child. New York, NY: Little, Brown; 2007

[13]  Parashar UD, Alexander JP, Glass RI.Advisory Committee on Immunization Practices (ACIP), Centers for Disease Control and Prevention (CDC).  Prevention of rotavirus gastroenteritis among infants and children. Recommendations of the Advisory Committee on Immunization Practices (ACIP).  MMWR Recomm Rep. 2006;55(RR-12):1-13
PubMed

[14]  Centers for Disease Control and Prevention.  Notice to readers: limited supply of pneumococcal conjugate vaccine: suspension of recommendation for fourth dose.  MMWR Morb Mortal Wkly Rep. 2004;53(5):108-109.http://www.cdc.gov/mmwr/preview/mmwrhtml/mm5305a6.htm. Accessed November 28, 2012

[15]  Centers for Disease Control and Prevention (CDC).  Updated recommendations on the use of pneumococcal conjugate vaccine: suspension of recommendation for third and fourth dose.  MMWR Morb Mortal Wkly Rep. 2004;53(8):177-178
PubMed

[16]  Centers for Disease Control and Prevention.  Notice to readers: pneumococcal conjugate vaccine shortage resolved.  MMWR Morb Mortal Wkly Rep. 2004;53(36):851-852.http://www.cdc.gov/mmwr/preview/mmwrhtml/mm5336a8.htm. Accessed November 28, 2012

[17]  Marin M, Güris D, Chaves SS, Schmid S, Seward JF.Advisory Committee on Immunization Practices, Centers for Disease Control and Prevention (CDC).  Prevention of varicella: recommendations of the Advisory Committee on Immunization Practices (ACIP).  MMWR Recomm Rep. 2007;56(RR-4):1-40
PubMed

[18]  Centers for Disease Control and Prevention (CDC).  Interim recommendations for the use of Haemophilus influenzae type b (Hib) conjugate vaccines related to the recall of certain lots of Hib-containing vaccines (PedvaxHIB and Comvax).  MMWR Morb Mortal Wkly Rep. 2007;56(50):1318-1320
PubMed

[19]  Centers for Disease Control and Prevention (CDC).  Updated recommendations for use of Haemophilus influenzae type b (Hib) vaccine: reinstatement of the booster dose at ages 12-15 months.  MMWR Morb Mortal Wkly Rep. 2009;58(24):673-674
PubMed

[20]  Cochran WG. Sampling Techniques. 3rd ed. New York, NY: John Wiley & Sons; 1977

[21]  Offit PA, Moser CA. The problem with Dr Bob's alternative vaccine schedule.  Pediatrics. 2009;123(1):e164-e169
PubMed  |  Link to Article   |  Link to Article

[22]  Glanz JM, Newcomer SR, Hambidge SJ,  et al.  Safety of trivalent inactivated influenza vaccine in children aged 24 to 59 months in the Vaccine Safety Datalink.  Arch Pediatr Adolesc Med. 2011;165(8):749-755
PubMed   |  Link to Article

[23]  Gay JC, Muldoon JH, Neff JM, Wing LJ. Profiling the health service needs of populations: description and uses of the NACHRI Classification of Congenital and Chronic Health Conditions.  Pediatr Ann. 1997;26(11):655-663
PubMed

[24]  Centers for Disease Control and Prevention.  National and state vaccination coverage among children aged 19-35 months—United States, 2010.  MMWR Morb Mortal Wkly Rep. 2011;60(34):1157-1163.http://www.cdc.gov/mmwr/preview/mmwrhtml/mm6034a2.htm?s_cid=mm6034a2_w. Accessed April 27, 2012

[25]  Robison SG, Groom H, Young C. Frequency of alternative immunization schedule use in a metropolitan area.  Pediatrics. 2012;130(1):32-38
PubMed   |  Link to Article

[26]  Kulldorff M. Study designs for the safety evaluation of different childhood immunization schedules. http://www.iom.edu/~/media/Files/Activity%20Files/PublicHealth/ChildhoodImmunization/Commissioned%20Paper/ReportWebpost%20515.pdf. Accessed July 25, 2012

[27]  Agency for Healthcare Research and Quality.  National Healthcare Disparities Report 2009. http://www.ahrq.gov/qual/nhdr09/nhdr09.pdf. Accessed July 25, 2012

[28]  Herrod HG, Chang CF. Potentially avoidable pediatric hospitalizations as defined by the Agency for Healthcare Research and Quality: what do they tell us about disparities in child health?  Clin Pediatr (Phila). 2008;47(2):128-136
PubMed   |  Link to Article

[29]  Yousey-Hindes KM, Hadler JL. Neighborhood socioeconomic status and influenza hospitalizations among children: New Haven County, Connecticut, 2003-2010.  Am J Public Health. 2011;101(9):1785-1789
PubMed

[30]  Flores G, Abreu M, Chaisson CE, Sun D. Keeping children out of hospitals: parents' and physicians' perspectives on how pediatric hospitalizations for ambulatory care–sensitive conditions can be avoided.  Pediatrics. 2003;112(5):1021-1030
PubMed   |  Link to Article

[31]  Salmon DA, Moulton LH, Omer SB,  et al.  Knowledge, attitudes, and beliefs of school nurses and personnel and associations with nonmedical immunization exemptions.  Pediatrics. 2004;113(6):e552-e559.http://pediatrics.aappublications.org/content/113/6/e552.long. Accessed April 22, 2012
PubMed   |  Link to Article

[32]  Downey L, Tyree PT, Huebner CE, Lafferty WE. Pediatric vaccination and vaccine-preventable disease acquisition: associations with care by complementary and alternative medicine providers.  Matern Child Health J. 2010;14(6):922-930
PubMed   |  Link to Article

[33]  Omer SB, Pan WK, Halsey NA,  et al.  Nonmedical exemptions to school immunization requirements: secular trends and association of state policies with pertussis incidence.  JAMA. 2006;296(14):1757-1763
PubMed   |  Link to Article

[34]  Salmon DA, Haber M, Gangarosa EJ, Phillips L, Smith NJ, Chen RT. Health consequences of religious and philosophical exemptions from immunization laws: individual and societal risk of measles.  JAMA. 1999;282(1):47-53
PubMed   |  Link to Article

[35]  Feikin DR, Lezotte DC, Hamman RF, Salmon DA, Chen RT, Hoffman RE. Individual and community risks of measles and pertussis associated with personal exemptions to immunization.  JAMA. 2000;284(24):3145-3150
PubMed   |  Link to Article

[36]  Omer SB, Enger KS, Moulton LH, Halsey NA, Stokley S, Salmon DA. Geographic clustering of nonmedical exemptions to school immunization requirements and associations with geographic clustering of pertussis.  Am J Epidemiol. 2008;168(12):1389-1396
PubMed   |  Link to Article

[37]  Glanz JM, McClure DL, Magid DJ,  et al.  Parental refusal of pertussis vaccination is associated with an increased risk of pertussis infection in children.  Pediatrics. 2009;123(6):1446-1451
PubMed   |  Link to Article

[38]  Glanz JM, McClure DL, Magid DJ, Daley MF, France EK, Hambidge SJ. Parental refusal of varicella vaccination and the associated risk of varicella infection in children.  Arch Pediatr Adolesc Med. 2010;164(1):66-70
PubMed   |  Link to Article

[39]  Glanz JM, McClure DL, O’Leary ST,  et al.  Parental decline of pneumococcal vaccination and risk of pneumococcal related disease in children.  Vaccine. 2011;29(5):994-999
PubMed   |  Link to Article

[40]  National Vaccine Advisory Committee (NVAC) recommendations on the Centers for Disease Control and Prevention Immunization Safety Office draft 5-year scientific agenda. June 2009. http://www.hhs.gov/nvpo/nvac/meetings/pastmeetings/nvacrecommendationsisoscientificagenda.pdf. Accessed July 25, 2012

 

Zdroje/IV.2019

stav k strede 7.IV.2019 15:52

súčet darov na obživu
tvorcu a jeho rodiny
:

292,48 €

počet príspevkov: 56

životné minimum 2018
(2 dospelí + 3 deti):

611,82 €

súčet všetkých príspevkov
na náklady na prevádzku
:

20,50 €

počet príspevkov: 6

Za všetky dary
srdečná vďaka!

2%/3% dane z príjmov

Sociálne siete

 

Naše diskusné fórum
Naša stránka na VK.com
Naša skupina na VK.com
Naša stránka na Twitteri
Naša stránka na FaceBooku

Najnovšie články

Podporujeme

nezávislý internetový rozhlas Slobodný vysielač

Kontakt

Ing. Marián FILLO Jaseňová 26
01007 ŽILINA
tel./SMS/MMS: 0904 827 031

číslo účtu SK:
520700-4200920643/8360
SK1983605207004200920643
BIC/SWIFT: BREXSKBX

číslo účtu CZ:
2800070065/2010
sloboda.v.ockovani@gmail.com