婴儿死亡论文（精选4篇）
婴儿死亡论文 篇1
婴儿病死率是落实妇幼卫生“两纲”的一项重要指标, 也是反映儿童健康的一项敏感指标, 死亡评审、分析是提出干预措施的有效依据, 现将鞍山市2010至2012年婴儿死亡回顾调查及评审情况分析如下。
1 资料与方法
1.1 资料
鞍山市7个县、区经过县 (区) 、市两级质控校正后统计上报的婴儿死亡数据及市级儿童死亡评审数据。
1.2 方法
鞍山市婴儿死亡数据以基层妇幼三级网络、各级医院双重报告、互相补漏剔除重卡, 县 (区) 、市两级质控收集整理的信息资料。采用国际疾病分类标准 (ICD-9) 进行死因诊断和分类排序, 按照《辽宁省儿童死亡评审规范》进行市级评审。
2 结果
2.1 婴儿病死率
鞍山市3年婴儿病死率比较差异无统计学意义 (χ2=3.83, Ρ>0.05) , 3年新生儿病死率比较差异也无统计学意义 (χ2=1.34, Ρ>0.05) , 见表1。
2.2 婴儿3年累计主要病种死因顺位及构成比
见表2。
2.3 婴儿死因、顺位及构成比
婴儿死因中早产或低出生体质量占首位[163例 (31.53%) ], 其次为先天异常[110例 (21.27%) ], 肺炎[45例 (8.70%) ]和出生窒息[34例 (6.58%) ]构成比相近, 其他疾病[165例 (31.92%) ]。
2.4 死亡评审结果分析
此次抽调2010至2012年间全市二级以上助产单位典型婴儿死亡病例8份进行市级评审, 死亡病例主要是早产或低出生体质量、新生儿肺炎、出生窒息、先天异常和新生儿缺血缺氧性脑病等。评审结果是可避免死亡和创造条件可避免死亡6例, 占75%, 经过评审发现主要问题是8份病历有7份是县级医院治疗抢救死亡。一是县级医院因无新生儿病房, 缺乏新生儿监护及呼吸支持技术, 医师又未能意识到患儿的危重及时转上级医院治疗, 错过了最佳抢救时机;二是家长担心缺陷或危重疾病预后不良, 会留下严重的后遗症而放弃治疗;三是部分家庭因抢救或上转花费较大无法承担医疗费而放弃治疗死亡。
3 讨论
我市婴儿病死率呈现缓慢下降的平台区, 尤其是农村婴儿病死率下降困难。继续降低婴儿病死率必须加大政府相关部门的政策支持和管理力度, 改善县级医院产、儿科抢救设备条件, 提高乡镇乃至县级医疗保健人员的技术水平是当务之急。
从表2可以看出先天异常、早产或低出生体质量是最主要的死亡原因, 降低出生缺陷是降低婴儿病死率关键[1]。做好出生缺陷一、二级预防, 落实妇幼卫生均等化服务, 普及孕产期健康保健知识, 减少出生缺陷、早产或低出生体质量儿的出生。
出生缺陷死因占21.27%, 已引起政府相关部门的重视。如我国现行的农村妇女免费增补小剂量叶酸和我省开展的农村孕妇孕中期免费进行一次卫生部规定的超声必查的胎儿6种严重畸形筛查工作等。
加强新生儿窒息复苏技术培训, 促进农村产儿科合作, 准确的对新生儿进行阿氏评分, 避免延误病情, 降低新生儿窒息病死率。畅通新生儿绿色转运通道, 使产、儿科医师人人皆知绿色转运通道电话, 保证危重婴儿及时得到救治是降低农村婴儿病死率的重要环节。
建立儿童医疗保障制度。新生儿出生后既能享受农村合作医疗报销或城镇居民医疗保险政策, 使更多低收入家庭婴儿能享受到及时的医疗救治, 不要因无钱而放弃治疗。
摘要：目的 了解鞍山市婴儿死亡变化趋势及死因构成, 为降低婴儿病死率提出干预措施。方法 通过3年回顾调查鞍山市2010至2012年婴儿死因与构成, 并对在二级以上助产单位死前治疗的典型婴儿死亡病例进行市级评审分析。结果 婴儿病死率逐年下降, 2012年比2010年下降17.16%, 3年累计婴儿死因顺位前5位依次是早产或低出生体质量、先天性心脏病、肺炎、其他先天异常、出生窒息。婴儿死亡评审结果:可避免或创造条件可避免死亡占75%, 死因主要以县级医院知识技能和资源匮乏, 不认证、转诊不及时延误了抢救时机。结论 加快县、乡两级医院产、儿科建设, 重视人员技术培训和医疗质量管理, 降低儿童病死率。
关键词：婴儿病死率,死因顺位,死亡评审
参考文献
[1]赵日双.2007-2011年南宁市江南区5岁以下儿童死亡监测分析[J].中国妇幼保健, 2012, 27 (19) :2948-2949.
[2]冯海哲, 张谊, 韩燕.贵州省1995-2009年5岁以下儿童死亡原因分析[J].中国妇幼保健, 2012, 27 (2) :223-226.
婴儿死亡论文 篇2
一、各级卫生医疗保健机构必须据实出具新生儿、婴儿《死亡证明》。出具证明时，应当有两名以上医务人员签名，并经科室负责人审查签字。各级医疗保健机构负责将新生儿、婴儿死亡情况向同级人口计生管理部门通报，死亡一人，及时通报一人。
二、新生儿、婴儿父母应当在孩子死亡48小时内申报，农村居民向所在行政村申报，由村计生主任负责在2小时内上报乡镇计生办；城镇居民，向所在单位或社区申报，被报告单位在当日报所属乡镇计划生育办公室。
三、新生儿、婴儿在卫生医疗保健机构死亡的，当事人应当提交新生儿、婴儿《死亡证明》，人口计生管理部门要认真调查核实证件的真实性。
四、新生儿、婴儿在卫生医疗保健机构以外地点死亡的，乡镇计生办应当在接受报告后1个工作日内，组成2人以上调查小组，赴现场勘验、调查，做好相关证明、证据的收集。
五、乡镇计生办应当建立新生儿、婴儿死亡档案。并按照要求准确上报区人口局。对溺婴等非正常性死亡以及弃婴等恶性案件要在第一时间内上报区人口局。
六、农村的已婚育龄群众弄虚作假、谎报新生儿、婴儿死亡，收回其《生育保健服务证》，是干部职工的，移交纪检监察部门追究党政纪责任;当事人溺婴、弃婴的，人口计生管理部门注销其生育登记，并移交司法机关依法追究刑事责任。
七、本区卫生医疗保健机构出具虚假新生儿、婴儿《死亡证明》的由区人口局或卫生局按各自职责权限，依法处罚。
婴儿死亡论文 篇3
医生怕不吉利 不愿鬼节做手术
这是32岁的李晓琴（化名）怀上的第一胎。据其姑姑容女士说，2011年8月12日晚上11时30分左右，李晓琴羊水破裂，家人便将她送到阳江市某医院。经检查，该医院值班医生称胎儿正常，可子宫口还没完全打开，未能生产，让孕妇留院等候。
第二天8月13日是农历七月十四中元节，民间俗称“鬼节”。容女士称，当天上午9时许，医生再次检查后称子宫口开了两厘米，预产时间为当天下午5时或晚上9时，让亲属继续等候。晚上7时30分，李晓琴开始痛得喊出声来，在场亲属商量后，决定要求医院进行剖腹产。
随后，容女士打电话给主刀医生曾某，“什么？今天是七月十四，（开刀做手术）很不吉利的，明天再生吧’。”容女士称，无奈之下，她只好提出能否夜晚一过12点就进行剖腹手术。“还是拒绝，她让我们等到第二天天亮再做手术；还一直劝我说，有护士照顾着，没事的。”
婴儿胎中窒息 抢救3天后死亡
容女士说，就这样，李晓琴在疼痛中受了一夜的煎熬；期间李曾发烧至38.9摄氏度，后来慢慢退烧。曾有护士前来为孕妇检查了两次，测听胎儿心跳等状况。其中一次测得胎儿心跳偏快；但护士称这是由于孕妇发烧导致的，属于正常现象，无需担心。
从8月14日凌晨4时起，“再没有医生或护士前来查看了”。
清晨6时30分许，医院工作人员陆续上班，一名江姓值班医生过来通知亲属前去签名，准备为孕妇做剖腹产；同时一名护士前来做最后的胎音检查。“当时护士就听不到胎儿心跳了，连忙打电话叫曾某医生过来处理。”
6时50分许，曾某赶到医院，对胎儿进行检查后，立刻让医护人员把孕妇推进手术室。容女士说，约6时55分许，婴儿被取出，是个女婴，当时已处于窒息状态。医护人员一直抢救到8时30分许，才将婴儿送进重症室。可这之后，婴儿情况一直不好，3天后，医院宣布女婴抢救无效死亡。
“到现在为止，我们亲属还没拿到死亡原因报告书。”容女士说。
是亲属忌讳 “鬼节”不愿开刀
“是亲属不愿意在鬼节开刀，现在婴儿出事了，却反咬我们一口。”该院院长在接受笔者采访时称，8月13日早上，主刀医生曾提出为产妇进行剖腹产手术，遭到亲属拒绝，对方理由是担心“鬼节”生小孩不吉利。
该院院长说，当时孕妇亲属提出了两个时间，第二天凌晨2时或上午9时。但是到了14日凌晨2时，没有任何亲属向医院申请要动手术；直到早上6时许，医生检查发现无法测听到胎儿的心跳后，才及时组织医护人员进行抢救，“可惜未能挽救回这条小生命”。
该院院长说，由于孕妇有亲属是该院的员工，当时院方并未严格要求亲属签署择期剖腹协议书。他认为，孕妇亲属就是抓住这一点，将全部责任都推到了院方身上。
该院院长称，出事之后，孕妇亲属曾几次来医院闹事，有一次还将一名怀孕医生打伤，险些流产，“他们提出200多万元的赔偿”。对此，容女士称，院方所说的闹事伤人不存在。
婴儿死亡论文 篇4
卫生服务公平性的研究包含各个层面, 从内容上可分为资源配置、服务利用、筹资公平性等, 从人群上又可分为个人或家庭间的公平性、地区间的公平性。地区间卫生服务的公平性是“基本卫生服务均等化”的一项重要内容［1］。近年来, 中国的卫生服务总体水平有显著提高, 但是由于各种原因所导致的卫生服务地区差异性却依旧存在。我国卫生服务地区差异性主要存在两方面的问题, 一是城市与农村之间卫生资源可及性存在差距［2］;二是不同地区之间居民的支付能力制约卫生服务［3］。了解和分析卫生服务地区差异性的实际程度和变化趋势, 有助于为制定合理、科学的卫生发展策略提供循证基础。
目前, 国内针对卫生服务地区差异及公平性的研究主要采用横断面描述, 数据分析方法主要包括洛沦兹曲线、基尼系数、泰尔指数等［4-5］。这些结果尽管能全面地总结我国目前卫生服务地区差异性的现状, 但是, 在对地区差异性变化趋势的预测上则仍显薄弱。国外有学者用经济学中的收敛性理论来描述和分析卫生服务地区差异性及其变化趋势。收敛性现象, 也被称为趋同现象, 在新古典经济学是指由于资本的边际产出呈现递减趋势, 经济发展最终将趋于稳定状态, 即所谓的收敛性特征［6-7］。其中, σ收敛是指研究对象的标准差随时间逐步变小, 可以用来回答地区间卫生服务的差异是在逐步缩小还是扩大;β收敛是指发展初始水平较低的经济体比初始水平较高的经济体有更高的增长率, 这样低水平的经济体就将赶上高水平经济体, 出现收敛现象, β收敛可以用来回答原来卫生服务是否更趋于公平性。目前来说, 国内卫生领域应用收敛性的研究数量较少, 对卫生总经费以外的指标研究尚属空白, 值得进行进一步探索。
本研究以各省市的婴儿死亡率和期望寿命为分析指标, 以收敛性模型为分析框架, 追踪中国 (大陆地区) 近30年来各省卫生健康指标的变动趋势, 分析地区差异性的收敛特征, 为促进地区间卫生服务的合理、公平发展提供实证依据。
2 研究内容与方法
2.1 指标选取与资料来源
本研究选用评价健康的相关指标, 来反映卫生资源投入经过特定活动后, 居民健康水平在地区间的差异变化情况。常用的健康评价指标, 包括疾病指标、死亡相关指标、人口健康的综合指标等［8］。由于缺少全国范围可靠的疾病相关指标来源, 以及考虑数据的可获得性, 本研究选择婴儿死亡率、期望寿命这2个常用指标来反映健康结果的变化情况。
本研究涉及中国 (大陆地区) 全部31个省, 从1981年到2010年30年间的统计数据 (各指标根据资料来源略有不同) 。资料来自历年的中国统计年鉴以及Gapminder China［9］此外, 本研究还收集了各地区总人口数及人均国内生产总值 (GDP) 数据, 皆来源于历年各省市统计年鉴。
2.2 收敛性模型
2.2.1σ收敛模型。σ收敛的计算公式如下:
其中, yi, t表示i省在t时间的某卫生服务评价指标值。该公式表明σ收敛即该指标标准差的变化情况, 在此模型中, 若某评价指标的σ值随时间逐渐缩小, 即σt+1<σt, 则说明这个时间段出现σ收敛, 期初的标准差小于期末的标准差, 意味着不同地区间的差异缩小, 公平性提高。
2.2.2 绝对β收敛模型。绝对β收敛的计算公式如下:
该模型由Baumol[10]提出。yi, t表示i省在t时间的某卫生服务评价指标值;yi, t-T表示i省在T时间段间隔前的期初值, (1/T) ln (yi, t/yi, t-T) 代表从t-T时间到t时间之间的年均增长率。在此模型中, β值若为正值, 且P<0.05, 表示存在β收敛, 意味着前期某指标水平越低的地区, 其当期的增量越高, 若干年后, 各地间该指标水平的差异按照年均β的速率逐渐缩小, 最终趋于同一水平, 公平性提高。
2.2.3条件β收敛模型。条件β收敛的计算公式如下:
其中, yi, t和yi, t-T含义与绝对收敛模型相同, Xi, t-T表示模型中应控制的协同变量, 如人均GDP、各省在t时间的人口数等指标。当β>0时, 即符合条件β收敛, 意味着地区间某卫生指标的差距将缩小, 且会受到相关协同变量的影响［11］。
2.3 地区分层分析
由于我国各省市的社会经济发展情况差异较大, 但在东中西3个不同地区内部的省市之间, 差异相对全国范围较小, 因此, 本研究还将所有省市划分为东、中、西3个不同地区, 考察每个地区内部省市之间的β收敛情况。
根据全国人大“七五”计划对于我国东、中、西部3个地区的划分, 以及国发[2000]33号文件《关于实施西部大开发若干政策措施的通知》对于西部地区省市的重新规划, 本研究地区的划分根据以下分类进行:西部地区包括的省级行政区共12个, 分别是四川、重庆、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、广西、内蒙古;中部地区有8个省级行政区, 分别是山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南;东部地区包括的11个省级行政区, 分别是北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南等11个省 (市) 。
本研究的数据录入使用Excel 2010进行;一般描述性统计分析使用SPSS 18.0进行;收敛性模型的指标系数计算则采用Stata 12.0进行分析。
3 研究结果
3.1 σ收敛趋势
各省市历年评价指标的均数显示, 婴儿死亡率从1981年各省市平均40.996‰下降为2009年各省市平均的8.771‰ ;期望寿命则从1981年66.875岁逐年上升为2010年的74.907岁。
3.1.1 婴儿死亡率的σ收敛结果。从图1反映的1981年至2009年全国各省市婴儿死亡率标准差变化情况可见, 在此期间, 婴儿死亡率在逐步下降的同时, 各省市间的标准差也呈现逐步下降的趋势, 存在σ收敛。标准差从1981年的23.743‰下降为2009年的3.969‰, 各省市之间的总体差异变小, 公平性提高。
3.1.2 期望寿命的σ收敛结果。1981年至2007年各省市期望寿命的标准差变化见图2。此期间的期望寿命标准差变化较为不规律, 1981年至1988年间, 各省市的期望寿命显示下降趋势, 存在σ收敛, 1990年开始, 期望寿命标准出现上升并于1992年后又显示了递减趋势, 在2001后标准差又逐年上升。由此可见, 期望寿命在某些时间间隔内存在σ收敛, 但趋势并不稳定。
3.2 β收敛趋势
绝对β收敛的假设前提是每个考察对象都具有相同的状态, 不考虑其他因素对每个考察对象初始状态和变化的影响。条件β收敛则纳入其他控制变量对考察对象指标的影响。本研究的条件β收敛模型以每个省市的人均GDP、人口数为控制变量, 条件β收敛系数的回归结果反映了考察这些控制变量对每个省市的影响后指标期初值和增长率之间的关系。
由于本研究以近30年我国卫生服务相关指标变化为研究对象, 时间跨度较长, 采用年平均增长率可能会忽略考察期间指标各年实际增长率变化对于收敛性的影响, 同时对于历年数据的利用不够充分。因此本研究还纳入时间序列资料对收敛结果的影响, 计算考虑时间序列变量后的面板数据条件β收敛系数。根据每个指标考察的时间跨度, 采用4年的平均时间间隔, 计算每4年的期初值和增长率, 同时回归模型在原有的控制变量基础上, 额外纳入时间序列哑变量 (以第一个时间段为参照) 。
3.2.1 婴儿死亡率的β收敛结果。全国31省市的婴儿死亡率在1981年至2009年期间总体上存在持续下降的变化情况, 绝对β收敛及纳入时间哑变量的面板条件收敛β收敛系数均有显著性意义, 面板条件β收敛系数为0.054, 说明就28年期间总体而言, 婴儿死亡率在全国范围内存在β收敛趋势, 20世纪80年代初死亡率较高的省市其下降的速度要大于原本婴儿死亡率较低的省市, 在考虑时间、GDP和人口因素后, 全国范围近30年婴儿死亡率反映的健康地区差异性逐步改善。
从不同地区情况来看, 1981年至2009年的总体25年间, 除中部地区的绝对β收敛系数存在显著性, 其余各地区的绝对及条件β系数都未现显著意义。但在纳入时间变量后, 3个地区的面板条件收敛则都显示了显著性。从面板条件β收敛系数看, 中部地区的绝对收敛速度均较快, 高于东部和西部地区, 而东部和西部地区的收敛速度较为接近, 为年均5%左右 (表1) 。
*:P<0.05
3.2.2 期望寿命的β收敛结果。全国31省市的期望寿命总体上在1982年至2010年间逐年上升, 从绝对β收敛、条件β收敛及纳入时间哑变量的面板条件收敛系数均有显著性意义, 且β收敛系数大于0, 说明就28年期间总体而言, 期望寿命的增长在全国范围内存在β收敛趋势, 20世纪80年代初期期望寿命较低的省市增长速度要高于期初寿命较高的省市, 同样说明考虑了时间、GDP和人口因素影响后, 期望寿命反映的我国不同地区健康差异性的缩小。从r2反映的模型拟合程度上看, 仅纳入人均GDP和人口数的条件β收敛系数反映的收敛情况最佳, 系数为0.044。从不同地区情况来看, 1982年至2010年的总体28年间, 3个地区期望寿命的绝对β收敛系数和条件β收敛系数都未显示显著意义, 但在纳入时间变量后, 三类地区的面板条件收敛则显示了显著性 (表2) 。
*:P<0.05
4 讨论
卫生服务最终影响的是居民健康水平, 本研究采用婴儿死亡率和期望寿命作为结果指标考察我国卫生服务系统下居民健康地区差异性的变化趋势。卫生领域内的收敛性研究, 一方面研究数量较少, 另一方面评价指标针对卫生费用、卫生支出等经济指标居多［11-13］, 仅有部分国外学者将收敛性理论运用于对卫生服务或者健康指标的分析［14-16］。国内卫生领域研究中将收敛性理论应用于除卫生费用或卫生支出以外评价对象的研究尚是空白。本研究以收敛性理论为基础, 评价分析了不同地区健康水平指标随时间变化的趋势, 结合我国卫生系统发展和政策变化来探讨这些变化产生的原因, 具有较强的实证意义。
4.1 产生σ收敛趋势的可能原因
本研究采用婴儿死亡率作为健康水平的评价指标, 主要反映了基本公共卫生服务和妇幼保健对居民健康的促进, 从σ收敛结果上看, 结果反映了该类卫生服务在全国范围内改善健康水平地区差异性取得的良好成效。
总结近30年来我国卫生改革及政策的发展, 可以看到我国的卫生政策有着较为明显的历史阶段差异。而从本研究的分析结果看, σ收敛情况也根据不同的历史分期显示出了一定的一致性。期望寿命反映了在不同时间分段内收敛趋势不同的情况。这一时间分段可以大致归纳为1981年至1992年、1992年至2003年及2003年至2010年。1981年至1992年我国卫生政策的主要目标是调整改革开放前卫生系统的损害［17］, 利用经济管理手段加强医院的运行效率, 卫生事业的发展在这段时间取得了积极的成效, 规模扩大、服务质量提高。随着卫生事业的发展, 全国居民健康水平普遍相应上升, 期望寿命在这一期间也出现了σ收敛, 意味着卫生事业的改革使不同省市期望寿命的公平程度上升了。1992年至2003年期间我国的卫生改革和政策处于适应社会主义市场经济体制的深入阶段, 因而各省市的发展相比前一时期趋向稳定, 城市之间发展的差异也逐步缩小。期望寿命指标在这一时间段内的标准差同样反映了σ收敛的情况, 同样意味着公平程度的逐步提高。2003年以后, 期望寿命出现了σ不收敛, 其在不同省市间的标准差差异有上升的趋势, 这一地区差异性值得引起注意。探究其可能的原因, 考虑到2003年非典对我国卫生服务体系的影响, 以及卫生系统改革中长期积累的各种问题爆发, 在这之后, 政府对卫生改革的反思、卫生政策的调整在这一阶段全面铺开, 在这一过程中各地的改革速度差异较大, 全国范围内的改革更有利于社会经济条件较好省市的发展, 因而导致居民健康水平的差异呈现增大的情况。
4.2 产生β收敛趋势的可能原因
婴儿死亡率显示了存在β收敛的趋势, 其中, 纳入社会经济指标等控制变量后, 未显示条件β收敛, 但考虑时间因素的面板条件β收敛仍具显著意义。而期望寿命反映的健康水平变化情况, 则在绝对和条件β收敛分析中均显示了显著的收敛趋势, 总体健康水平的差异性逐步缩小。改革开放30年以来的发展使我国在卫生投入方面有了明显的增长, 全国各省市的卫生服务能力普遍有所提高。同时, 随着居民经济水平的提高, 也能够获得更加多样化的卫生服务。因而从最终健康水平结果看, 卫生服务的改革和投入取得了较大的成效, 健康水平地区差异性改善, 评价指标反映了具有显著意义的收敛性。
在β收敛中也可见, 两个指标不考虑时间哑变量的绝对β收敛和条件β收敛在不同地区的分析中基本都不呈现收敛趋势, 而纳入时间哑变量后的面板条件收敛则反映了收敛的变化, 这一现象也反映了在我国卫生系统在不同时间阶段的剧烈变革对收敛性产生的影响。
4.3 本研究的局限
本研究的局限一是资料来源的限制, 由于通过各种类型的统计年鉴以及其他渠道的资料收集, 仍然不能收集1981年至2010年期间完整的历年数据, 所以各个指标的考察时间段各有区别。同时将收敛性理论应用于卫生服务的分析时, 卫生服务各个评价指标的变化情况同一般的经济费用指标或者卫生费用指标略有不同, 一般经济费用指标以正增长为主要趋势, 而部分卫生服务指标随时间增长变化的趋势较为不稳定, 其对收敛性的影响需要进一步研究。
5 结论