Szczepienia ochronne dzieci w rodzinach o różnym stanie społeczno-ekonomicznym w Bytomiu - Epidemiological Review

Pełen tekst

(1)PRZEGL Czêstoæ szczepieñ ochronnych dzieci Nr 4 EPIDEMIOL 2004; 58:713-723. 713. Lech Hubicki1, El¿bieta Czech1, Ma³gorzata Kowalska2, Jan E. Zejda2. SZCZEPIENIA OCHRONNE DZIECI W RODZINACH O RÓ¯NYM STANIE SPO£ECZNO-EKONOMICZNYM W BYTOMIU Zak³ad Biostatystyki, Katedra Zdrowia Publicznego, Wydzia³ Zdrowia Publicznego AM 2 Zak³ad Epidemiologii Katedra Zdrowia Publicznego, Wydzia³ Zdrowia Publicznego AM Kierownik Katedry: Jan E. Zejda 1. Wyniki badania wykaza³y, ¿e w badanej grupie, zgodnie z obowi¹zuj¹c¹ kart¹ szczepieñ, zosta³o zaszczepionych 98,5% dzieci. Uzyskane dane sugeruj¹, ¿e problem nieszczepienia dzieci dotyczy g³ównie rodzin wielodzietnych, deklaruj¹cych z³¹ sytuacjê materialn¹, potwierdzon¹ niskim dochodem miesiêcznym, w których matka legitymuje siê podstawowym wykszta³ceniem. S³owa kluczowe: szczepienia ochronne, dzieci, stan spo³eczno-ekonomiczny rodziny Key words: Immunization rate, children, socio-economic status WSTÊP Dane wiatowej Organizacji Zdrowia (OZ), od 1980 roku monitoruj¹cej czêstoæ szczepieñ dzieci na wiecie, podaj¹, ¿e w Polsce w roku 2002 kszta³towa³a siê ona na poziomie 98%÷99% (1). Wartoæ ta koresponduje z informacj¹ Pañstwowego Zak³adu Higieny, wg której 98,8% dzieci jest szczepionych (98,6% woj. l¹skie) (2). Potwierdzeniem korzystnej sytuacji w kraju na tle sytuacji w Unii Europejskiej jest stwierdzenie, ¿e w 2002 roku odsetek dzieci zaszczepionych DTP3, MCV (Measles-Containing Vaccine) i Pol 3 by³ najwiêkszy w Polsce i w Danii (98,3%), podczas gdy rednia wartoæ dla pozosta³ych krajów wynosi³a 91,5% (1). Dobry poziom szczepieñ wynika z powszechnego dostêpu do wiadczeñ medycznych i konsekwentnej realizacji Programu Szczepieñ Ochronnych, nadzorowanego przez Pañstwow¹ Inspekcjê Sanitarn¹ (2,3). Cytowane dane pochodz¹ z funkcjonuj¹cych rejestrów, obejmuj¹cych przede wszystkim dzieci korzystaj¹ce ze wiadczeñ medycznych, a przynajmniej zarejestrowane w poradni pediatrycznej. Pewnym mankamentem jest ograniczona liczba danych epidemiologicznych, które pochodzi³yby z programów monitoruj¹cych poza oficjalnym systemem nadzoru realizacjê szczepieñ w Polsce. W USA, gdzie poziom zaszczepienia jest znacznie ni¿szy, prowadzone s¹ regularne badania epidemiologiczne w ramach populacyjnego monitoringu szczepieñ (Na-.

(2) 714. L Hubicki, E Czech, M Kowalska, JE Zejda. Nr 4. tional Immunization Survey) (4). W roku 2001 redni odsetek zaszczepienia w tym kraju wynosi³ 77% w grupie dzieci w wieku od 12 do 36 miesiêcy, a obecnie ju¿ jest zaszczepionych ponad 90% dzieci poni¿ej drugiego roku ¿ycia (5). Podstawowym utrudnieniem realizacji niezale¿nego populacyjnego monitoringu jest jego wysoki koszt. Zalet¹ tego typu dzia³alnoci jest natomiast, poza mo¿liwoci¹ dok³adnego oszacowania czêstoci szczepieñ, mo¿liwoæ oceny wielkoci i uwarunkowañ nierównoci w zakresie szczepieñ ochronnych dzieci. Identyfikacja profilu spo³eczno-ekonomicznego rodziny, który kojarzy siê z niedostatecznym korzystaniem ze szczepieñ ochronnych dzieci, posiada istotne znaczenie profilaktyczne. Wczesne dotarcie to tej grupy spo³ecznej i otoczenie jej skuteczn¹ opiek¹ powinno doprowadziæ do poprawy korzystania ze szczepieñ ochronnych dzieci. Ta przes³anka, jak równie¿ brak stosownych danych w krajowej literaturze przedmiotu, by³y podstaw¹ podjêtego badania. Pierwszym jego celem by³o poznanie rzeczywistego odsetka zaszczepienia dzieci w wieku szkolnym w Bytomiu i porównanie go z wartociami dla Polski i krajów Unii Europejskiej oraz ustalenie najczêstszych przyczyn nieszczepienia dzieci. Drugim celem pracy by³a próba ustalenia profilu spo³eczno-ekonomicznego rodzin charakteryzuj¹cych siê niskim odsetkiem zaszczepionych osób. MATERIA£ I METODY ród³em danych by³y obserwacje zebrane w ramach populacyjnego badania epidemiologicznego zrealizowanego przez Katedrê Zdrowia Publicznego l¹skiej Akademii Medycznej w 2003 roku i finansowanego przez Urz¹d Miasta Bytomia. Program obejmowa³ ogólne badanie pediatryczne i kwestionariuszowe, do którego zaproszono wszystkich uczniów szkó³ podstawowych i gimnazjalnych w miecie. Kwestionariusz wype³niali rodzice lub prawni opiekunowie badanych uczniów, a w wyniku badania pediatrycznego pozyskiwano dane, które odnotowywa³a pielêgniarka szkolna i pediatra w karcie badania dziecka. W roku szkolnym 2002/2003 do wymienionych szkó³ uczêszcza³o 20 426 dzieci (6). Uzyskano kompletne dane od 13 998 dzieci (68% populacji zakwalifikowanej do badania) i ten materia³ wykorzystano do przeprowadzenia analiz. Kryteria klasyfikacyjne rodzin, pod wzglêdem kondycji spo³eczno-ekonomicznej, oparto o wynik subiektywnej oceny sytuacji materialnej ankietowanych (dobra, z³a, trudno powiedzieæ), informacjê o dochodzie przypadaj¹cym na jednego cz³onka rodziny (z³), dane o wykszta³ceniu rodziców (typ ukoñczonej szko³y) i informacjê o liczbie dzieci w rodzinie. Przy doborze zmiennych opisuj¹cych stan spo³eczno-ekonomiczny kierowano siê podobnymi kryteriami, opracowanymi w amerykañskim programie National Immunization Survey (4). Czêstoæ uzyskiwania odpowiedzi na pytania bêd¹ce przedmiotem badania waha³a siê od 89,8 % do 99,2%. Na pytanie dotycz¹ce szczepienia dziecka zgodnie z kalendarzem szczepieñ uzyskano 13 893 odpowiedzi (99,2%). Na pytanie odnosz¹ce siê do sytuacji materialnej rodziny otrzymano 13 744 odpowiedzi (98,2%) natomiast na pytanie dotycz¹ce redniego miesiêcznego dochodu na jedn¹ osobê w rodzinie uzyskano 13 203 odpowiedzi (94,3%). Ponadto udzielono 13 764 odpowiedzi (98,3%) dotycz¹cych wykszta³cenia matki dziecka oraz 13 575 odpowiedzi (97%) o wykszta³ceniu ojca. Liczbê dzieci w rodzinie poda³o 12 567 (89,8%) rodziców lub opiekunów dziecka. Wyniki badania kwestionariuszowego zosta³y wprowadzone do baz danych programu.

(3) Nr 4. Czêstoæ szczepieñ ochronnych dzieci. 715. MS Access i poddane analizie obejmuj¹cej obliczenie czêstoci zmiennych jakociowych, wraz z 95% przedzia³ami ufnoci (95%PU). Statystyczn¹ znamiennoæ ró¿nic pomiêdzy czêstociami zmiennych jakociowych oceniano na podstawie wyników testu chi-kwadrat. Ró¿nicuj¹ce znaczenie zmiennych odzwierciedlaj¹cych stan spo³eczno-ekonomiczny rodzin z dzieæmi szczepionymi i rodzin z dzieæmi nieszczepionymi oceniano na podstawie wielkoci ilorazu szans, z 95% przedzia³em ufnoci. W celu weryfikacji zale¿noci pomiêdzy szczepieniem dzieci i czynnikami spo³eczno-ekonomicznymi zastosowano wieloczynnikow¹ analizê regresji logistycznej. Wyniki testów statystycznej znamiennoci ró¿nic i zale¿noci oceniano w oparciu o kryterium istotnoci a = 0,05. WYNIKI Wed³ug deklaracji rodziców zgodnie z obowi¹zuj¹cymi zaleceniami szczepieniom poddano 13 687, to jest 98,5% badanych dzieci, co przek³ada siê na oszacowany odsetek populacji w granicach 98,3%-98,7% (95% PU). Szczepieniom nie poddano 206 dzieci (1,5%; 95% PU: 1,3%-1,7%). W odpowiedzi na pytanie o sytuacjê materialn¹ rodziny 5 945 (43,3%) osób okreli³o j¹ jako dobr¹, a 2 198 (16,0%) jako z³¹. Pozosta³e (5 601 40,7%) wskaza³y opcjê trudno powiedzieæ. redni miesiêczny dochód przypadaj¹cy na jedn¹ osobê w rodzinie okreli³y 13 203 osoby, w tym dochody poni¿ej 100 z³/os deklarowa³o 1 587 osób (12,0%), a dochód od 100 do 300 z³/os zg³osi³o 5 797 (43,9%) rodzin. Rodzin z miesiêcznym dochodem 300-600 z³/os by³o 4 452 (33,7%), natomiast dochód powy¿ej 600 z³/os zadeklarowa³o 1 367 (10,3%). Tylko 1 133 matki dzieci bytomskich legitymowa³y siê wykszta³ceniem wy¿szym, co stanowi 8,2% wszystkich badanych. Wykszta³cenie rednie posiada³o 4 967 kobiet (36,1%), zawodowe 5 537 (40,2%), a podstawowe 2 127 (15,4%) kobiet. Podobny profil uzyskano dla wykszta³cenia ojców. W tym przypadku wykszta³ceniem podstawowym legitymowa³o siê 1 269 (9,3%), a zawodowym 7 756 (57,1%) ojców. rednie wykszta³cenie deklarowa³o 3 634 (26,8%), a wy¿sze jedynie 916 ojców dzieci (6,7%). Liczbê dzieci w rodzinie okreli³o 12 567 ankietowanych, w tym znalaz³o siê 2 155 rodzin wielodzietnych (troje i wiêcej dzieci) (17,1%) oraz 10 412 (82,9%) rodzin posiadaj¹cych dwoje lub jedno dziecko. Czêstoæ nieszczepienia dzieci w grupach o ró¿nym stanie spo³eczno-ekonomicznym zosta³a przedstawiona na rycinach 1-3. W grupie rodziców deklaruj¹cych swój stan materialny jako dobry odsetek dzieci nieszczepionych wynosi³ 0,7%. To prawie czterokrotnie mniej ni¿ odsetek dzieci nieszczepionych w rodzinach deklaruj¹cych z³¹ sytuacjê materialn¹ (2,7%). Obserwowana ró¿nica mia³a charakter statystycznie znamienny (p<0,0001). W grupie, w której redni miesiêczny dochód na osobê by³ poni¿ej 100 z³, odsetek dzieci nieszczepionych wynosi³ 2,6%, za w rodzinach deklaruj¹cych dochód powy¿ej 600 z³/ osobê odsetek by³ mniejszy i wynosi³ 1,1% (p<0,0001). Analiza zale¿noci pomiêdzy wykszta³ceniem ojca a stanem zaszczepienia nie wykaza³a znamiennych zale¿noci, wykszta³cenie matki natomiast zwi¹zane by³o w sposób statystycznie znamienny (p<0,0001) z odsetkiem zaszczepienia; ni¿szemu wykszta³ceniu matki towarzyszy³a mniejszy odsetek zaszczepienia. W rodzinach wielodzietnych (czworo lub wiêcej dzieci w rodzinie) odsetek dzieci nieszczepionych by³ prawie dwukrotnie wiêkszy ni¿ w rodzinach posiadaj¹cych dwoje lub mniej dzieci (p<0,0001)..

(4) L Hubicki, E Czech, M Kowalska, JE Zejda. 716. . Nr 4. &] VWR üQLHV]F]HSLHQLDZ]DOH QR FLRG VDPRRFHQ\V\WXDFMLPDWHULDOQHMURG]LQ\. . . 'REUD. =áD. 7UXGQRSRZLHG]LHü. &] VWR üQLHV]F]HSLHQLDZ]DOH QR FLRG UHGQLHJRGRFKRGXQDRVRE ZURG]LQLH. . 3RQL HM ]áRV. ± ]áRV. ± 3RZ\ HM ]áRV ]áRV. Ryc. 1. Odsetek dzieci nieszczepionych (% i 95%PU) w zale¿noci od sytuacji ekonomicznej rodziny Fig. 1. Immunization rate (% and 95% CI) and economic status of the family. Dla okrelenia zale¿noci pomiêdzy poszczególnymi czynnikami spo³eczno-ekonomicznymi a stanem zaszczepienia u dzieci obliczono iloraz szans wraz z 95% przedzia³em ufnoci. Wyniki przedstawia tabela I. Dane zamieszczone w tabeli wykazuj¹, ¿e najlepiej z brakiem szczepieñ koresponduje z³a samoocena sytuacji materialnej rodziny (iloraz szans = 3,6). Kolejne, równie silne w oddzia³ywaniu czynniki ryzyka braku szczepieñ to: miesiêczny dochód poni¿ej 300 z³/os, podstawowe wykszta³cenie matki dziecka i wielodzietnoæ. Te czynniki spo³eczno-ekonomiczne przyjêto wstêpnie jako kryteria dla dalszych poszukiwañ profilu rodzin zagro¿onych niskim odsetkiem szczepieñ. W celu weryfikacji zale¿noci pomiêdzy szczepieniem/nieszczepieniem dzieci i czynnikami spo³eczno-ekonomicznymi zastosowano wieloczynnikow¹ analizê regresji logistycznej. Wyniki przedstawia tabela II. Wyniki analizy wieloczynnikowej regresji logistycznej w modelu zawieraj¹cym jednoczenie wyselekcjonowane uprzednio zmienne spo³eczno-ekonomiczne pokazuj¹, ¿e wszystkie zmienne warunkuj¹ stan zaszczepienia niezale¿nie od siebie. Stan zaszczepienia jest warunkowany przede wszystkim przez z³¹ sytuacjê materialn¹ oraz niskie (podstawo-.

(5) Czêstoæ szczepieñ ochronnych dzieci. Nr 4. . 717. &] VWR üQLHV]F]HSLHQLDZ]DOH QR FLRG Z\NV]WDáFHQLDPDWNLG]LHFND. . . 3RGVWDZRZH =DZRGRZH. UHGQLH. :\ V]H. &] VWR üQLHV]F]HSLHQLDZ]OH QR FLRG Z\NV]WDáFHQLDRMFDG]LHFND. . 3RGVWDZRZH =DZRGRZH. UHGQLH. :\ V]H. Ryc. 2. Odsetek dzieci nieszczepionych (% i 95%PU) w zale¿noci od wykszta³cenia rodziców Fig. 2. Immunization rate (% and 95% CI) and education status of the parents -HGQRG]LHFNR 'ZRMHG]LHFL. 7URMHG]LHFL. :L FHMQL WURMHG]LHFL. Ryc. 3. Odsetek dzieci nieszczepionych (% i 95%PU) w zale¿noci od liczby dzieci w rodzinie. Fig. 3. Immunization rate (% and 95% CI) and number of children in the family. we) wykszta³cenie matki. Zwraca uwagê fakt, ¿e samoocena sytuacji materialnej rodziny znacznie lepiej objania przebycie szczepieñ ni¿ informacja odwo³uj¹ca siê do wielkoci dochodu. W odniesieniu do grupy nieszczepionych 206 dzieci konkretn¹ informacjê na temat odst¹pienia od tego wymogu podano w 104 przypadkach. Najczêciej wymienianym po-.

(6) L Hubicki, E Czech, M Kowalska, JE Zejda. 718. Nr 4. Ta b e l a I . Przebyte szczepienia ochronne a stan spo³eczno-ekonomiczny rodziny Ta b l e I . Immunization rate and socio-economic status of the family. . ,ORUD]V]DQV. ']LHFLQLH. ']LHFL. V]F]HSLRQH. V]F]HSLRQH. 38. Q

(7) . Q

(8) . ZDUWR ü S . 6 W DQ HN R Q R PL F ] Q \ 6\WXDFMDPDWHULDOQDURG]LQ\. Q. . Q. . 'REUD.

(9) .

(10) . =áD.

(11) .

(12) . UHGQLGRFKyGZURG]LQLH. Q. 3RQL HM]áRV 3RZ\ HM]áRV. .

(13) .

(14) .

(15) . Q. OXEZL FHM SRQL HM. .

(16) . '] LH WQ R /LF]EDG]LHFLZURG]LQLH. Q.

(17) S.

(18) S. ü UR G ] LQ . . Q. .

(19) .

(20) .

(21) .

(22) .

(23) S. 3 R ] L R P Z\ N V] WD áF HQ L D UR G ] LF y Z :\NV]WDáFHQLHPDWNLG]LHFND 3RGVWDZRZH =DZRGRZHOXE UHGQLHOXEZ\ V]H :\NV]WDáFHQLHRMFDG]LHFND 3RGVWDZRZH =DZRGRZHOXE UHGQLHOXEZ\ V]H. Q. . Q. .

(24) .

(25) .

(26) .

(27) . Q. . Q. .

(28) .

(29) .

(30) .

(31) .

(32) S.

(33) S!. wodem by³y powtarzaj¹ce siê choroby lub infekcje górnych dróg oddechowych (35 dzieci 33,7%). W 39 przypadkach (37,5%) lekarz sprawuj¹cy opiekê medyczn¹ nad dzieckiem wstrzyma³ wykonanie szczepienia z powodu choroby lub wady rozwojowej, najczêciej (w 6 przypadkach) decyzje takie podejmowa³ neurolog. Wród innych przyczyn zaniechania szczepieñ podano obecnoæ alergii lub uczulenia (15 dzieci 14,4%). W przypadku szeciorga dzieci (5,8%) brak szczepieñ wynika³ z zaniedbañ w opiece nad dzieckiem. W jednym przypadku (1%) uzasadnienie dotyczy³o obawy przed skutkami ubocznymi szczepieñ. Inne przyczyny, trudne do usystematyzowania, zosta³y podane przez osiem osób, co stanowi 7,7% wszystkich uzasadnieñ braku szczepienia dzieci. Porównanie dzieci nieszczepionych ze wzglêdu na stan zdrowia (89 dzieci) z dzieæmi nieszczepionymi bez podania przyczyny (117 dzieci) wykaza³o, ¿e obie grupy s¹ podobne w zakresie samooceny sytuacji materialnej, dochodu oraz wykszta³cenia zarówno matki jak i ojca. Przyk³adowo, w przypadku miesiêcznego dochodu <100 z³/ osobê, czêstoæ.

(34) Czêstoæ szczepieñ ochronnych dzieci. Nr 4. 719. Ta b e l a I I . Wyniki wieloczynnikowej analizy regresji logistycznej (zmienna zale¿na = szczepienie dziecka: tak/nie) Ta b l e I I . Results of the logistic regression analysis (dependent variable: immunization Yes/No). =PLHQQDQLH]DOH QD. 6WDW\VW\F]QD :VSyáF]\QQLN %á G ]QDPLHQQR ü ,ORUD]V]DQV UHJUHVML VWDQGDUGRZ\ ZVSyáF]\QQLND 38

(35) UHJUHVML. :\NV]WDáFHQLHSRGVWDZRZH PDWNL 7DN1LH

(36) . . . S .

(37) . 'RFKyGSRQL HM ]áRV 7DN1LH

(38) . . . S.

(39) . :L FHMQL G]LHFL ZURG]LQLH 7DN1LH

(40) . . . S.

(41) . =áDV\WXDFMDPDWHULDOQDZ URG]LQLH 7DN1LH

(42) . . . S.

(43) . :\UD]ZROQ\. . . S. . niedokonywania szczepieñ z powodu choroby wynosi³a 20,5%, natomiast bez podania przyczyny 20,2% oraz przy dochodach 300-600 z³/osobê wynosi³a odpowiednio: 20,5% i 21,1% (p=0,5). Podobnie, brak statystycznej znamiennoci dotyczy³ wp³ywu pozosta³ych w/w czynników socjalno-ekonomicznych rodzin w obydwu grupach. DYSKUSJA Wyniki badania populacyjnego wykaza³y, ¿e oszacowany odsetek zaszczepienia w badanej populacji kszta³tuje siê w granicach 98,3%-98,7%. Uzyskana wartoæ jest niemal taka sama jak dane pochodz¹ce z opracowañ Pañstwowego Zak³adu Higieny dla populacji Polski (97,5% zaszczepionych dzieci) oraz dane opracowane pod egid¹ wiatowej Organizacji Zdrowia (1,2). Tym samym mo¿na stwierdziæ, ¿e program szczepieñ w Bytomiu jest realizowany w równie skuteczny sposób, jak ma to miejsce na obszarze ca³ego kraju. Innym, istotnym wynikiem porównañ jest wniosek, ¿e dane z oficjalnych statystyk s¹ bardzo wiarygodne i odzwierciedlaj¹ rzeczywist¹ wielkoæ zjawiska. Sytuacja w Bytomiu, podobnie jak w ca³ym kraju, korzystnie wygl¹da na tle sytuacji w krajach Unii Europejskiej, gdzie redni poziom zaszczepienia wynosi 91%, a jedynie Dania ma bardzo zbli¿ony do Polski wskanik zaszczepienia (7). W pozosta³ych krajach Unii Europejskiej odsetek ten mieci siê w przedziale od 86,7% do 98,3% (1). Szczególne zainteresowanie budzi grupa dzieci, które nie by³y szczepione. Próba ustalenia przyczyn nieszczepienia by³a czêciowo satysfakcjonuj¹ca informacje na ten temat poda³a mniej ni¿ po³owa badanych w tej grupie. Wród najczêciej podawanych powodów nieszczepienia dzieci dominowa³y zwolnienia z obowi¹zku szczepieñ na wniosek lekarza.

(44) 720. L Hubicki, E Czech, M Kowalska, JE Zejda. Nr 4. dziecka. Na uwagê zas³uguje fakt, ¿e tylko jedna osoba uzasadnia³a brak szczepienia dziecka obawami o skutki uboczne szczepieñ. Brak wiedzy na temat skutków ubocznych szczepieñ, mo¿e byæ przyczyn¹ ma³ej liczby powo³ywania siê na taki argument (8-9). Z drugiej strony mo¿e byæ dowodem zaufania do tej formy dzia³alnoci profilaktycznej, wynikaj¹cego z w³aciwie prowadzonej akcji szczepieñ. Wnikliwa analiza problemu wp³ywu wiedzy rodziców na decyzjê o szczepieniu by³a dyskutowana w literaturze (10-12). Alternatywn¹ interpretacj¹ jest fakt, ¿e badane dzieci podlega³y szczepieniom kilka-kilkanacie lat przed przeprowadzeniem badania. Nie mo¿na wykluczyæ, ¿e wród dzisiaj podejmowanych decyzji, zaniepokojenie rodziców mo¿liwoci¹ wyst¹pienia skutków ubocznych odgrywa wiêksz¹ rolê. Poza tym nie mo¿na wykluczyæ, ¿e tego typu motywacje towarzyszy³y tym sporód rodziców, którzy nie odpowiedzieli na pytanie o przyczyny braku szczepieñ. Mimo jednoznacznie sformu³owanego pytania o szczepienie dzieci zgodnie z kalendarzem szczepieñ, potencjalnie interpretacja tego pytania przez rodziców mo¿e byæ bardzo zró¿nicowana. Istnieje mo¿liwoæ, ¿e jedni rodzice uznawali nawet nieznaczne odstêpstwo od harmonogramu za powód podania odpowiedzi negatywnej. Analogicznie jest mo¿liwe, ¿e niektórzy rodzice odpowiadali pozytywnie, je¿eli dziecko by³o zaszczepione zaledwie na niektóre z planowanych szczepieñ. Uwa¿amy jednak, ¿e skala takich pomy³ek nie jest du¿a. Ponadto nie ma ¿adnych podstaw, aby przypuszczaæ, ¿e b³êdy takie mog¹ byæ zale¿ne od sytuacji spo³eczno-ekonomicznej rodziców. Wydaje siê, zatem ¿e estymatory wyznaczone przez model regresji logistycznej nie powinny byæ obci¹¿one z powodu nieprecyzyjnej odpowiedzi rodziców. Wyniki jednoczynnikowej analizy zale¿noci pomiêdzy sytuacj¹ spo³eczno-ekonomiczn¹ rodziny i czêstoci¹ szczepieñ wykaza³y, ¿e z³a sytuacja materialna w samoocenie rodziców, miesiêczny dochód poni¿ej 300 z³/os, podstawowe wykszta³cenie matki dziecka, wiêcej ni¿ troje dzieci w rodzinie charakteryzuj¹ rodziny, w których nie dope³niono obowi¹zku szczepieñ dzieci. Dane te s¹ zbie¿ne z danymi prezentowanymi przez innych autorów (13-15). Wyniki analizy wieloczynnikowej regresji logistycznej w modelu zawieraj¹cym jednoczenie wszystkie wyselekcjonowane uprzednio zmienne spo³eczno-ekonomiczne pokazuj¹, ¿e czynniki ryzyka warunkuj¹ czêstoæ szczepieñ niezale¿nie od siebie. Nale¿y zatem uznaæ, ¿e z³a ocena sytuacji materialnej, dochód poni¿ej 300 z³/os, wykszta³cenie podstawowe matki, wiêcej ni¿ dwoje dzieci w rodzinie s¹ czynnikami ryzyka dla nieszczepienia dzieci. Stan zaszczepienia jest warunkowany przede wszystkim przez z³¹ sytuacjê materialn¹ oraz niskie (podstawowe) wykszta³cenie matki. Statystyczna znamiennoæ liczby dzieci w rodzinie wiadczy o tym, ¿e nawet w zamo¿nych rodzinach, w których matki s¹ dobrze wykszta³cone, liczba dzieci w rodzinie wp³ywa na odsetek zaszczepienia. Okaza³o siê przy tym, ¿e samoocena sytuacji materialnej znacznie lepiej opisywa³a stan zaszczepienia ni¿ wielkoæ dochodu miesiêcznego, w przeliczeniu na cz³onka rodziny. Te obserwacje s¹ podobne do cytowanych w pimiennictwie (16-17). Wykszta³cenie ojca dziecka nie ma wp³ywu na realizacjê obowi¹zkowych szczepieñ dziecka. Wydaje siê, ¿e w modelu rodziny preferowanym w naszym kraju to matka, czêciej ni¿ ojciec, bierze na siebie wiêksz¹ odpowiedzialnoæ za stan zdrowia dzieci i podejmuje decyzje o szczepieniu dzieci. Przeprowadzone badanie nie jest pozbawione s³abych punktów. Przede wszystkim nale¿y odnotowaæ fakt, ¿e w badaniu wziê³y udzia³ rodziny 68% wszystkich dzieci uczêszczaj¹cych do szkó³ podstawowych i gimnazjalnych. Badaj¹c rozk³ad zwrotów ankiet.

(45) Nr 4. Czêstoæ szczepieñ ochronnych dzieci. 721. w dzielnicach miasta najwy¿szy zwrot (82%) uzyskano w najmniejszej dzielnicy Bytomia, a najni¿szy (60%) w Centrum. Niska zwrotnoæ ankiet w dzielnicy Centrum by³a czêciowo wynikiem nieuczestniczenia w badaniu dwóch szkó³ artystycznych jako szkó³ nierejonowych. Nie jest jasne, w jakim stopniu nieobecnoæ pozosta³ych 32% mog³a wp³yn¹æ na uzyskane wyniki, ale prawdopodobieñstwo takiego zniekszta³cenia nie wydaje siê du¿e. Po pierwsze, uzyskane czêstoci szczepieñ idealnie wrêcz koresponduj¹ z niezale¿nymi danymi, co wskazuje na zachowan¹ reprezentatywnoæ zbadanej grupy. Po drugie, analizie poddano dane zgromadzone w ramach szerszego badania, co zmniejszy³o ryzyko tendencyjnych odpowiedzi badanych na pytania dotycz¹ce szczepieñ. Niezale¿nie od rozwa¿anych, potencjalnych zniekszta³ceñ, wartoci¹ pracy jest liczba badanych. Nie nale¿y równie¿ wykluczyæ tego, ¿e w badaniu nie uwzglêdniono pewnych czynników wp³ywaj¹cych na stan szczepieñ, które ponadto s¹ zwi¹zane z sytuacj¹ spo³eczno-ekonomiczn¹ rodzin. Dlatego obserwowane zale¿noci mog¹ nie mieæ charakteru przyczynowo-skutkowego, mimo ¿e uzyskane wyniki s¹ spójne z pogl¹dem na stan spo³eczeñstwa polskiego. W modelu regresji logistycznej zmiennymi niezale¿nym s¹ miary sytuacji spo³eczno-ekonomicznej, które mog¹ byæ silnie zale¿ne od siebie. Diagnostyka wspó³liniowoci pokazuje jednak, ¿e nie ma podstaw do takich obaw, gdy¿ wspó³czynnik VIF (variance inflation factor) przyjmuje wartoci stosunkowo bliskie jednoci od 1.12 do 1,20. Wszystkie wspó³czynniki VIF le¿¹ zatem poni¿ej wartoci 10, która bywa przyjmowana za wartoæ graniczn¹ definiuj¹c¹ wspó³liniowoæ (18). Kolejnym punktem zas³uguj¹cym na komentarz jest fakt, ¿e zbadane dzieci by³y w wieku 7-15 lat. Tym samym pytanie o szczepienia dotyczy³o przede wszystkim okresu sprzed kilku-kilkunastu lat. Przy za³o¿eniu, ¿e dostêpnoæ szczepieñ nie uleg³a zmianie w ostatnich latach, mo¿na traktowaæ uzyskane szacunki jako aktualne tak¿e i dzisiaj. Jednak¿e nawet, gdy sytuacja w tym zakresie uleg³a zmianie, wartoci¹ pracy jest okrelenie profilu rodziny dziecka nieszczepionego. Przedstawione okolicznoci uzasadniaj¹ przeprowadzenie w ramach niezale¿nego badania analogicznej oceny, dotycz¹cej dzieci w m³odszych grupach wiekowych i uwzglêdniaj¹cej dodatkowo poszczególne rodzaje szczepieñ. PODSUMOWANIE Podsumowuj¹c uzyskane wyniki nale¿y odnotowaæ, ¿e odsetek dzieci objêtych szczepieniami ochronnymi w populacji Bytomia wynosi 98,3%-98,7% i jest zbli¿ony do stanu zaszczepienia dzieci w Polsce (98,5%). Nie mo¿na jednak¿e wykluczyæ, ¿e odsetek dzieci nie objêtych szczepieniami bêdzie wzrastaæ w najbli¿szej przysz³oci. Tym bardziej wa¿ne jest okrelenie profilu spo³eczno-ekonomicznego rodzin, w których problem ten siê kumuluje. Przeprowadzone badanie potwierdzi³o, ¿e istotnymi czynnikami s¹ niski poziom wykszta³cenia matki i z³a sytuacja ekonomiczna rodziny. Potwierdza to celowoæ uwzglêdnienia w populacyjnych programach profilaktyki chorób zakanych rodzin znajduj¹cych siê w trudnej sytuacji spo³eczno-ekonomicznej, wymagaj¹cych aktywnego wsparcia ze strony instytucji odpowiedzialnych za kondycjê zdrowia publicznego w Polsce..

(46) 722. L Hubicki, E Czech, M Kowalska, JE Zejda. Nr 4. L Hubicki, E Czech, M Kowalska, J E Zejda CHILDHOOD IMMUNIZATION RATE IN FAMILIES OF VARIOUS SOCIAL-ECONOMICAL STATUS IN TOWN OF BYTOM. SUMMARY The project of the study was to find out if the childhood immunization rate depends on the social economical status (SES) of the families. The analyzed data were obtained in a population based study performed in 2002 in the town Bytom. Data set included to the health questionnaire provided by families of 13998 children aged from 6-17 years (68% of eligible population. Almost all children (98,5%) attended obligatory vaccination in early childhood. Non-immunization rate (NIR) was associated with self reported SES (poor: 2,7 % NIR, good: 0,7 % NIR; p<0,0001). Other correlates included family income (p<0,0001), maternal education (p<0,0001), and family size (p<0,0001). The multivariate logistic analysis confirms the effect of SES variables on the childhood immunization rate. PIMIENNICTWO 1. WHO/Unicef Review of National Immunization Coverage, 1980-2002. WHO 2003. Vaccines, Immunisation and Biologicals. www.who.int/vaccines-surveillance 2. Biuletyny i meldunki PZH. Szczepienia ochronne w Polsce w 2003 roku. www.pzh.gov.pl 3. Wykaz obowi¹zkowych szczepieñ ochronnych. Dz.U. 2001r nr 126, poz. 1384, Za³¹cznik Nr 3. 4. The National Immunization Survey. U. S. Department of Health and Human Services Centers for Disease Control and Prevention 2003; http://www.cdc.gov/nis/ 5. National Immunization Program Annual Report CDC 2004. U. S. Department of Health and Human Services Centers for Disease Control and Prevention 2003; http://www.cdc.gov/nip/ 6. Raport z przeprowadzonych w 2003 r. badañ Program profilaktyki i promocji zdrowia dla dzieci i m³odzie¿y w Bytomiu we wspó³pracy z Wydzia³em Zdrowia Urzêdu Miasta Bytom w 2003 roku. 7. WHO/Europe HFA Database 2003. http://www.who.int/ 8. Mro¿ek-Budzyn D. Przyczyny niskiego wykonawstwa i opónieñ w realizacji obowi¹zkowych szczepieñ dzieci. Metody badañ. Przegl Epidemiol 2001;55:343-53 9. Trauth J M, Zimmerman R K, Musa D, i in. Do beliefs of inner-city parents about disease and vaccine risks affect immunization? J Nat Med Assoc 2002;94(9):820-32. 10. Wood L, Santibanez T, Barker L, i in. Vaccination coverage levels among Alaska native children aged 19-35 Months-National Immunization Survey, United States, 2000-2001. Morb Mort Weekly Rep 2003;52(30):710-13. 11. Prislin R, Dyer J A, Blakely CH, i in. Immunization status and sociodemo-graphic characteristics: The mediating role of beliefs, attitudes, and perceived control,. Am J Public Health. 1998; 88:1821-1826. 12. Diez-Delgado Rubio J, Lorente Acosta MJ i in. Parents perception of vaccination. An Esp Pediatr 1996;45(2):129-32 13. Wood DL. Increasing immunization coverage. American Academy of Pediatrics Committee on Community Health Services. American Academy of Pediatrics Committee on Practice and Ambulatory Medicine. Pediatrics 2003;112(4):993-6 14. Bishai D, Suzuki E, McQuestion M, i in. The role of public health programmes in reducing socioeconomic inequities in childhood immunization coverage. Health Policy Plan 2002;17 (4):412-9.

(47) Nr 4. Czêstoæ szczepieñ ochronnych dzieci. 723. 15. Stronegger W.J, Freidl W, Rasky E, i in. Educational status and resources for child care as predictors of TBE vaccination coverage in schoolchildren of an endemic area in Austria. Zentralbl Hyg Umweltmed. 1998;201(4-5):437-45 16. Impicciatore P, Bosetti C, Schiavio S, i in. Mothers as active parents in the prevention of childhood diseases: maternal factors related to immunization status of preschool children in Italy. Prev Med. 2000;31(1):49-55 17. Luman E T, McCauley M M, Shefer A, i in. Maternal characteristics associated with vaccination of young children. Pediatrics 2003;111(5):1215-8 18. Allison P D, Logistic Regression Using the SAS System: Theory and Application. SAS Institute 1999. Otrzymano: 22.06.2004 r. Adres autora: Lech Hubicki Zak³ad Biostatystyki l¹skiej Akademii Medycznej ul. Piekarska 18, Bytom 41-902 tel. (32) 386 23 26 Adres prywatny: ul. Mickiewicza 17/8, Bytom 41-902 tel. 0507 663 602.

(48)