Auswirkungen der Rauchverbotsgesetzgebung auf frühe Sterblichkeit und niedriges Geburtsgewicht in England

Primäre Forschungsfrage: Gab es nach der Einführung eines Rauchverbots an öffentlichen Orten in England am 1. Juli 2007 eine Veränderung in der Zahl der Babys, die mit niedrigem Geburtsgewicht geboren wurden oder im Perinatal- oder Säuglingsalter starben?

Studiendesign Retrospektive Kohortenstudie (unter Verwendung prospektiv routinemäßig erhobener Gesundheitsdaten)

Studienpopulation Alle Einlingsgeburten in England zwischen dem 1. Januar 1995 und dem 31. Dezember 2011.

Intervention Die untersuchte Intervention ist das Rauchverbot in geschlossenen öffentlichen Räumen und am Arbeitsplatz, das über Nacht am 1. Juli 2007 in England umgesetzt wurde.

Einschluss- und Ausschlusskriterien Wir werden alle registrierten Einlingsgeburten in England einbeziehen, die zwischen dem 1. Januar 1995 und dem 31. Dezember 2011 stattfinden. Dies ist der maximale Zeitraum rund um die Einführung des Verbots, für den die erforderlichen Geburtsdaten über die Datenquelle verfügbar sind. Die Daten wurden ursprünglich für den Zeitraum vom 1. Januar 1993 bis zum 31. Dezember 2011 extrahiert. Allerdings wurde die Postleitzahl in den Jahren 1993–1994 nicht erfasst, was zu fehlenden Werten für das Quintil, die Region und den Urbanisierungsgrad des Index of Multiple Deprivation (IMD) in diesem Zeitraum führte. Da diese Variablen in den Primäranalysen als wichtige potenzielle Störfaktoren galten, wurde beschlossen, die Modellierung auf den Zeitraum vom 1. Januar 1995 bis 31. Dezember 2011 zu beschränken.

Die Kodierung der Internationalen Klassifikation von Krankheiten (ICD) wurde im Januar 2001 von Version 9 auf 10 geändert, was zu einem deutlichen Rückgang der erfassten SIDS-Fälle führte. Daher beschränken sich die Analysen von SIDS auf den Zeitraum 2001–2011.

Babys mit Chromosomenanomalien werden ausgeschlossen.

Ergebnis

Die primären Ergebnisse sind:

• Niedriges Geburtsgewicht (Geburtsgewicht < 2500 Gramm)
• Totgeburt (intrauteriner Tod ab 24+0 Schwangerschaftswochen)
• Neugeborenensterblichkeit (Tod innerhalb der ersten 28 Lebenstage)
• Plötzlicher Kindstod (SIDS; Tod innerhalb des ersten Lebensjahres mit Angabe des ICD-10-U-Codes R95 oder R99 auf der Sterbeurkunde ohne weitere Angabe)

Um zu beurteilen, ob die Rauchverbotsgesetzgebung einen selektiven Einfluss auf bestimmte Untergruppen von Ergebnissen hatte, identifizierten wir außerdem eine Reihe sekundärer Ergebnisse:

• Sehr niedriges Geburtsgewicht (Geburtsgewicht < 1500 Gramm)
• Frühe Neugeborenensterblichkeit (Tod innerhalb der ersten Lebenswoche)
• Späte Neugeborenensterblichkeit (Tod zwischen 7 und 28 Lebenstagen)
• Postneonatale Mortalität (Tod zwischen 28 Tagen und 1 Lebensjahr)
• Säuglingssterblichkeit (Tod innerhalb des ersten Lebensjahres)

Datenquellen Die Daten werden über das Office for National Statistics (ONS) bezogen. Eingeschlossen sind alle registrierten Tot- und Lebendgeburten, die in England zwischen dem 1. Januar 1995 und dem 31. Dezember 2011 stattfanden. Diese sind mit Sterbeurkunden für alle Todesfälle vor dem ersten Geburtstag verknüpft.

Datenextraktion und -verarbeitung Individuelle Perinatal- und Mortalitätsdaten werden von ONS in einer einzigen Datenbank verknüpft, einschließlich der folgenden Kovariaten auf individueller Ebene: Geburtsmonat, Geburtsjahr, Sterbemonat, Sterbejahr, Sterbealter, Geschlecht, Geburtsgewicht, Alter der Mutter, Familienstand der Mutter, Parität, IMD, Region, Urbanisierungsgrad.

Die folgenden Kovariaten werden aus Gründen der Informationsverwaltung kategorisiert:

• Sterbealter: frühes Neugeborenes, spätes Neugeborenes, postneonatales Alter
• Geburtsgewicht: <1000 Gramm, 1000–1499 Gramm, 1500–2499 Gramm, 2500–3999 Gramm, ≥4000 Gramm
• Alter der Mutter: <20 Jahre, 20–24 Jahre, 25–29 Jahre, 30–34 Jahre, 35–39 Jahre, >40 Jahre
• Parität: 0, 1, 2, ≥3
• IMD: Quintile
• Region: 10 Regionen
• Urbanisierungsgrad: städtisch, ländlich

Stichprobengröße Die Berechnung der Stichprobengröße für zeitorientierte Analysen ist angesichts der Komplexität der Modelle kompliziert. Für die aktuelle Studie werden wir nationale Daten verwenden, die nach unserem besten Wissen die umfassendste Bewertung der Auswirkungen der Rauchverbotsgesetzgebung auf die perinatale Gesundheit sein wird, sowohl hinsichtlich der Bevölkerungsgröße als auch der Zeitspanne. Da wir die maximal verfügbare Zeitspanne und Population verwenden, kann die Berechnung der Stichprobengröße in gewisser Weise als überflüssig angesehen werden.

Uns ist nur eine veröffentlichte Studie zur Rauchverbotsgesetzgebung und zur frühen Sterblichkeit bekannt (Referenz 1). Aufgrund von Designproblemen ist es nicht möglich, Daten aus dieser Studie zum Vergleich mit der aktuellen Studie heranzuziehen.

In einer Reihe von Studien wurde bereits zuvor die Auswirkung der Rauchverbotsgesetzgebung auf ein niedriges Geburtsgewicht untersucht. Unser vorgeschlagener Ansatz ist am besten mit dem früher in Schottland durchgeführten Ansatz vergleichbar (Referenz 2). Anhand schottischer Daten zu 757.795 Entbindungen zwischen 1996 und 2009 zeigten sie einen sofortigen Rückgang um 9,9 % (95 %-KI -14,2; -5,2) bei Babys mit niedrigem Geburtsgewicht. Angesichts des längeren Studienzeitraums (1993–2011) und der viel größeren Bevölkerungsgröße (n>10 Millionen) kann davon ausgegangen werden, dass unsere Studie über ausreichende Aussagekraft verfügt, um einen ähnlichen Rückgang bei Babys mit niedrigem Geburtsgewicht in England festzustellen, sofern vorhanden.

statistische Analyse

Relevante Populationsmerkmale werden beschrieben. Eine logistische Regressionsanalyse wird durchgeführt, um den Zusammenhang zwischen der Einführung der Rauchverbotsgesetzgebung und plötzlichen („Schritt“) und/oder allmählichen („Steigung“) Änderungen (je nach Fall) der Wahrscheinlichkeit der Entwicklung jedes Ergebnisses zu untersuchen. Die Analysen werden hinsichtlich Geburtsgewicht, Geschlecht, Alter der Mutter, Familienstand der Mutter, Parität (nur Sekundäranalysen, siehe unten), IMD-Quintil, Region und Urbanisierungsgrad angepasst. Saisonale Muster und Nichtlinearität des zugrunde liegenden Zeittrends werden gegebenenfalls berücksichtigt. Die endgültige Modellauswahl basiert auf den Informationskriterien von Akaike und Bayes (AIC und BIC). Der Nenner für die Analysen wird je nach den verschiedenen Ergebnissen unterschiedlich sein:

• Totgeburten: alle Geburten im Datensatz
• niedriges Geburtsgewicht, sehr niedriges Geburtsgewicht, Neugeborenensterblichkeit, frühe Neugeborenensterblichkeit, Säuglingssterblichkeit: alle Lebendgeburten im Datensatz
• späte Neugeborenensterblichkeit: alle Lebendgeburten im Datensatz, die die frühe Neugeborenenperiode überlebten
• Postneonatale Mortalität: alle Lebendgeburten im Datensatz, die die Neugeborenenperiode überleben

Die Primäranalysen werden an Fällen mit vollständigen Daten zu allen Kovariaten durchgeführt. Parität ist die einzige Variable, bei der Daten zu mehr als 10 % fehlen (ca. 40–50 %), da sie nur bei verheirateten Frauen erfasst wird. Da die Parität voraussichtlich kein wesentlicher Störfaktor sein wird, werden wir die Primäranalysen ohne Einbeziehung der Parität in die Modelle durchführen, um die Populationsgröße zu maximieren.

Sensitivitätsanalysen Um mögliches Confounding durch Parität zu beurteilen, werden Sensitivitätsanalysen durchgeführt, die die Parität in das Modell einbeziehen. In einer zweiten Reihe von Sensitivitätsanalysen wird eine Imputation durchgeführt, um die Robustheit der Ergebnisse gegenüber fehlenden Daten zu untersuchen. Um Probleme bei Mehrfachtests zu minimieren, werden Sensitivitätsanalysen nur für die primären Endpunkte durchgeführt.

Alle Analysen werden mit Stata 12.0 durchgeführt.