埃塞俄比亞6-59個月兒童嚴重發育遲緩及其相關因素;多級有序邏輯回歸模型

背景

在埃塞俄比亞，發育遲緩是營養不良最常見的形式。確定兒童嚴重發育遲緩的決定因素對於采取公共衛生幹預措施以改善兒童健康至關重要。因此，本研究旨在確定埃塞俄比亞5歲以下兒童嚴重發育遲緩的決定因素。

方法

采用基於社區的橫斷麵研究設計。采用兩階段分層整群抽樣技術。擬合多水平有序邏輯回歸模型以確定獨立的決定因素。調整比值比(AOR)和中位比值比(MOR)，其95%置信區間為p-value< 0.05為差異有統計學意義。

結果

這項研究的結果顯示，大約18%的兒童嚴重發育不良。與女性相比，男性增加了26%的調整優勢比(AOR): 1.26 (95% CI: 1.09-1.46)的兒童發育遲緩嚴重程度;與BMI正常的母親相比，超重的母親增加了孩子發育遲緩的嚴重程度AOR: 3.43 (95% CI: 2.21-5.33);中等、較貧窮和最貧窮財富指數家庭的兒童分別為1.84 (95% CI: 1.27-2.67)、2.13 (95% CI: 1.45-3.14)和2.52 (95% CI, 1.72-3.68)。相比之下，受過良好教育的母親所生的孩子比未受過教育的母親所生的孩子減少62% (AOR: 0.38, 95% CI: 0.20-0.74)，體重過輕的母親所生的孩子比體重指數正常的母親所生的孩子減少48% (AOR = 0.52, 95% CI: 0.37-0.72)。母親身高每增加一個單位，孩子嚴重發育不良的幾率就會顯著降低5%。在控製了其他因素後，預測因子對高危人群發育遲緩可能性的影響增加了1.83的中位優勢比(MOR) (95% CI: 1.69-2.00)。

結論

埃塞俄比亞兒童嚴重發育遲緩的程度仍然很高，存在區域差異。兒童年齡、性別、母親身高、年齡、教育程度、家庭財富指數和行政區域是嚴重發育遲緩的顯著相關因素。應在個人、家庭和社區各級實施重大幹預措施，以減少這一問題。

兒童線性生長遲緩/發育遲緩是營養不良兒童的常見情況，2013年全球約有1.61億兒童受到影響[1］．2018年，五歲以下發育不良兒童中有一半以上(55%)生活在亞洲，三分之一以上(39%)生活在非洲[2］．目前，在埃塞俄比亞，0至59個月兒童的患病率估計約為38% [3.］．

發育遲緩與世界衛生組織兒童生長標準年齡長度/身高中位數相比小於負2(−2)個標準差(SD)。雖然嚴重發育不良小於世界衛生組織兒童生長標準年齡身高/身高的負3(- 3)標準差[4］．發育不良的兒童由於發育不良而遭受不可逆轉的身體和認知損傷。此外，兒童發育遲緩的後果可能會持續終生，甚至會遺傳給下一代[1，5］．

兒童發育遲緩可發生在受孕後的前1000天，與許多不同因素有關，包括社會人口、飲食攝入、感染、產婦營養狀況、傳染病和微量營養素缺乏，以及環境[6，7］．由於缺碘和缺鐵而發育遲緩的兒童可能遭受不可逆的腦損傷，從而阻止他們充分發揮其發育潛力。此外，他們成年後身高較低，易患慢性疾病，受教育程度較低，成年後收入較低[8］．發育不良兒童的死亡風險也高於非發育不良兒童[9］．

此前，多項研究顯示，兒童的年齡[7，10，11，12，13，14，15，16]、兒童性別[7，10，11，15，16，17，18]、出生類型[7，18]以前的出生間隔[7]，兒童腹瀉[7，19]，即家庭成員數目[7]、母親受教育程度[10，14，15，16，18，19]、父親受教育程度[7，12，18]、財富指數[7，10，11，14，15，18，20.]飲用水源[15，16]，類型廁所設施[7，16，18]，母體BMI [7，18]，母親身高[7，14]、住所[14]，區域[18是兒童嚴重發育遲緩的獨立預測因素。

世界各地正在實施不同的政策、項目和戰略，以減少埃塞俄比亞的兒童發育遲緩問題。《2025年全球營養目標》[21]， 2012年第六十五屆世界衛生組織大會核可的5歲以下發育遲緩兒童數量減少40% [22，23］．埃塞俄比亞正在實施國家營養計劃第一階段(2010-2015年)和第二階段(2016-2020年)，目標是減少5歲以下兒童發育遲緩[24］．此外，嬰兒、幼兒、青少年和孕產婦營養等戰略旨在改善該國兒童發育遲緩的代際周期[25，26］．

盡管采取了這些幹預措施，埃塞俄比亞兒童發育遲緩的程度仍然很高。此外，以前的研究僅限於確定與整體兒童發育不良相關的因素，這些研究僅限於小範圍的地區，以代表一個全國性的問題。因此，目前的研究旨在利用國家代表性數據評估埃塞俄比亞6至59個月兒童的嚴重兒童發育遲緩及其相關因素。

研究設計與設置

以社區為基礎的橫斷麵研究設計在6-59個月的兒童中進行。2016年埃塞俄比亞人口與健康調查(EDHS)是埃塞俄比亞進行的第四次人口與健康調查，於2016年1月18日至2016年6月27日進行[3.］．

在行政上，埃塞俄比亞分為九個地理區域和兩個行政城市。2016年EDHS使用的抽樣框架是埃塞俄比亞人口和住房普查(PHC)，該普查於2007年由埃塞俄比亞中央統計局進行。普查框架是為2007年人口普查而設立的84,915個統計地區的完整名單。“居所範圍”指一個地理範圍，平均覆蓋181個住戶[3.］．

源人群和研究人群

來源人群是居住在埃塞俄比亞家庭中的6-59個月的兒童。研究人群為生活在埃塞俄比亞選定家庭中的6-59個月的兒童。

納入和排除標準

選定家庭中6-59個月的所有兒童。符合納入標準的兒童在調查時有嚴重的健康狀況。

抽樣程序

2016年EDHS樣本分兩個階段進行分層和選取。每個地區有21個采樣層，劃分為城市和農村。在兩個階段中，在每個地層中分別選擇EA樣品。在樣本選擇前，通過對每個抽樣層內的抽樣框架進行排序，在不同層次的不同單位中按照不同的行政單位進行分類，並在抽樣第一階段采用概率大小選擇，在各個較低的行政層實現隱式分層和比例分配[3.］．

在第一階段，總共選取了645個樣本(202個在城市地區，443個在農村地區)，概率與EA大小成正比(基於2007年PHC)，並在每個采樣層進行獨立選擇。2015年9月至12月，在所有選定的EAs進行了住戶登記操作。所得的家庭名單作為第二階段家庭選擇的抽樣框架。一些選定的家庭家庭規模較大，有300多個家庭。為了使家庭列表任務最小化，為2016年EDHS選擇的每個大型EA都被分割了。調查隻選擇了一個段，其概率與段大小成正比。住戶名單隻在選定的部分進行;也就是說，2016年的EDHS集群要麼是一個EA，要麼是2007年EA的一個片段[3.］．

在第二階段的選擇中，每個集群從新創建的家庭列表中以等概率係統選擇固定數量的28個家庭。所有年齡在15-49歲之間的女性和所有年齡在15-59歲之間的男性，他們要麼是所選家庭的永久居民，要麼是調查前一天晚上住在該家庭的訪客，都有資格接受采訪。在所有選定的家庭中，收集了0-59個月大的兒童的身高和體重測量數據。在父母/監護人同意的情況下，對6至59個月大的兒童進行貧血測試[3.］．

研究變量

因變量-發育不良(如果兒童的HAZ評分小於−3 SD，則被歸類為嚴重發育不良的序數變量，中度發育不良(−3≤HAZ <−2)，非發育不良(HAZ≥−2 SD) [4，27］．

協變量-社區層麵因素:區域、枚舉區域(EAs/集群)、居住地、社區教育和社區財富指數。

家庭因素:財富指數、戶主性別、家庭規模、5歲以下兒童數量、飲用水來源和廁所設施類型。

母親特征:教育程度、婚姻狀況、身體質量指數(BMI)、母親身高、生育間隔和父親的教育程度。

兒童特征:年齡、性別、出生類型、出生順序、貧血程度。

操作定義

改善飲用水源:包括水管、公共水龍頭、立管、管井、鑽孔、受保護的挖井及泉水、雨水、瓶裝水[28］．

未改良飲用水源:包括未改良井、未改良泉水、地表水(河/壩/湖/塘/溪/渠/灌溉渠)、油罐車、帶小罐車等[28］．

改進廁所設施:包括上述任何非公用廁所:衝水/倒水馬桶到管道供水係統、化糞池和坑式廁所;通風改良坑廁、帶石板的坑廁及堆肥廁所[28］．

廁所設施未改善:包括衝水到別處，衝水不知道在哪裏，沒有平板/露天坑的坑式廁所，沒有設施/灌木叢/田地，桶式廁所，懸掛式廁所/茅廁，其他[28］．

貧血水平:在海拔1000米以上的地區，血紅蛋白水平根據海拔高度進行調整。非貧血(≥11.0)、輕度貧血(10.0-10.9)、中度貧血(7.0 - 9.9)、重度貧血(< 7.0)[3.］．

身體質量指數:BMI的計算方法是體重(公斤)除以身高(米)的平方(公斤/米)²)．15-49歲未懷孕且在調查前2個月內未生育的婦女。體重不足(BMI < 18.5 kg/m²)，正常(BMI 18.5 ~ 24.9 kg/m²)和超重(≥25.0 kg/m²) [3.］．

人體測量數據

在調查過程中，使用當地製造的測量板(Shorr board®)測量< 24個月兒童的長度，該測量板具有直立的木製底座和可移動的頭套，並以平臥姿勢測量，測量距離最近0.1 cm。≥24月齡兒童直立測量。營養狀況的指標——年齡z得分與2006年世衛組織多中心生長參考研究小組的參考數據進行了比較[29］．年齡身高Z-score與世衛組織參考人群中位數的距離< - 2 SD的兒童被認為發育不良(年齡簡稱)。

數據處理與分析

在DHS網站上可以訪問EDHS數據集;https://www.dhsprogram.com/data/available-datasets.cfm在注冊數據集訪問權限後，通過DHS網站訪問2016年EDHS數據集;https://dhsprogram.com/data/dataset_admin/login_main.cfm．STATA文件中的兒童編碼(KR)數據集是包含本研究結果和預測變量的數據集。數據被探索、清理、編碼、重新分類和重新編碼，以適合於分析。

本研究基於2016年EDHS的二次數據分析，通過調整抽樣權重。研究的分類特征和結果用百分比和頻率來描述。采用表格、柱狀圖、餅圖等方法對與發育不良有顯著相關性的變量進行了統計分析。采用雙變量多層次有序logistic回歸分析，觀察各自變量對發育遲緩的粗影響p．輸入< 0.25的值進行多變量多層次有序logistic回歸分析。

偏差信息準則[30.采用logit、probit和clog log鏈接函數對不同模型(個體水平、社區水平和個體與社區水平)進行統計。DIC用於評估和比較完整模型和簡化模型的模型性能。DIC值越低，模型擬合越好。

方差分區係數(VPC) [31]中位優勢比[31]和比例方差變化(PCV)統計量來衡量聚類之間的變化(隨機效應變量)。VPC表示由更高級別(集群)解釋的百分比差異。因此，計算方法如下:

\ (\ mathrm {VPC} = \壓裂{\ upsigma_ {\ mathrm{你}}^ 2}{\離開({\ upsigma} _ {\ mathrm {e}} ^ 2 + {\ upsigma} _ {\ mathrm{你}}^ 2 \右)}\),在那裏\({\upsigma}_{\ mathm {u}}^2 \)為簇間(枚舉麵積)方差，\({\upsigma}_{\ mathm {e}}^2=3.29 \)［31，32］．

中位數比值比是隨機選取兩個區域時，最高風險區域與最低風險區域比值比的中位數，按公式計算;\ (\ mathrm{鐵道部}=左\ exp \ \√{\離開(2 \ ast {\ upsigma} _ {\ mathrm{你}}^ 2 \ * 0.75 \右)}\ \)\大約\ exp \離開(0.95 {\ upsigma} _ {\ mathrm{你}}^ 2 \)\)［31，33，34］．

比例方差變化(PCV)衡量的是多水平模型中個體水平因素和區域水平因素造成的總變異。PCV的計算方法為:

\ (\ mathrm {PCV} = \壓裂{\離開({\ mathrm {V}} _ {\ mathrm{一}}- {\ mathrm {V}} _ {\ mathrm {B}} \右)}{{\ mathrm {V}} _ {\ mathrm{一}}}\乘以100,\)在V_一個=初始模型的方差V_B=多項模型的方差[31，33，34］．

道德的考慮

在發送分析目的並收到由MEASURE DHS批準的訪問許可確認函後，下載數據。原始數據的收集符合國際和國家倫理準則。埃塞俄比亞公共衛生研究所(EPHI)審查委員會、科技部國家研究倫理審查委員會(nnrc)、ICF宏觀國際機構審查委員會和美國疾病控製和預防中心(CDC)對調查進行了倫理審查。

埃塞俄比亞人口和健康調查確保了保護和防止被調查者遭受不必要風險的原則。在數據收集開始前，獲得參與者的口頭知情同意。參與者被告知他們的人體測量數據(體重、身高和水腫篩查)。

研究參與者的社會人口學特征

共有8122名0至59個月的兒童被納入這項研究。研究參與者的中位年齡為28個月，四分位數範圍(IQR) =34個月。產婦平均身高為158 cm，標準差(SD)為6.8 cm。大多數研究參與者(51.53%)為男性兒童(表1)．

五歲以下兒童嚴重發育不良的發生率

這項研究的結果顯示，大約18%的兒童嚴重發育不良。大多數嚴重發育不良的兒童在阿姆哈拉地區，而在甘貝拉地區發現的嚴重發育不良兒童較少(表2)2)．

與嚴重兒童發育不良相關的因素

在保持其他預測因素不變並保持在同一計數區域內的情況下，男性發生中度發育不良的預期幾率比非中度發育不良的預期幾率大1.26倍(AOR = 1.26,95% CI: 1.09-1.46)。

調整其他預測因子和保持聚類效應後，12-23月齡、24-35月齡、36-47月齡和48-59月齡兒童中度發育不良與非發育不良、重度發育不良與中度發育不良的比值分別為6-12月齡兒童的3.72、5.52、5.17和4.11倍((AOR = 3.72,95%，CI: 2.59-5.32)、(AOR = 5.52.95%，CI: 3.95-7.71)、(AOR = 5.52.95%，CI: 3.95-7.71)。

(AOR = 5.17, 95% CI: 3.68—-7.26)和(優勢比= 4.11,95% CI: 2.89—-5.83))。

體重過輕母親的孩子發生嚴重發育不良的預期幾率比中度發育不良的孩子低48% (AOR = 0.52,95%，CI: 0.37-0.72);另一方麵，與BMI正常母親的孩子相比，超重母親的孩子中度發育不良的幾率是不發育不良的3.43倍，或嚴重發育不良的幾率是中度發育不良的3.43倍(AOR = 3.43,95%，CI: 2.21-5.33)，保持其他預測因素不變並保持在同一聚類中。

受高等教育母親所生的孩子發生嚴重發育不良的預期幾率比未受教育母親所生的孩子低62% (AOR = 0.38,95%，CI: 0.20-0.74)。

母親身高每增加一個單位，與中度發育不良相比，嚴重發育不良的幾率顯著降低5%，或與不發育不良相比，中度發育不良的幾率顯著降低5% (AOR = 0.95,95%，CI: 0.93-0.96)。

與15-19歲年齡組的兒童相比，20 - 35歲和36-49歲年齡組的兒童嚴重發育不良的幾率大約顯著降低了一半和60% (AOR = 0.51,95%，CI: 0.32-0.81)， ad (AOR = 0.41,95%，CI: 0.24-0.71)，對其他預測因素進行了調整，保持聚類效應相同。

在保持其他因素不變並保持聚類效應的情況下，中等、較貧窮和最貧窮財富指數家庭兒童重度發育遲緩的幾率分別為1.84、2.13和2.52時間，顯著高於中度發育遲緩的幾率(AOR = 1.84,95%，CI: 1.27-2.67)、(AOR = 2.13,95%，CI: 1.45-3.14)和(AOR = 2.52,95%，CI: 1.72-3.68)。

對其他預測因素和同一聚類兒童進行調整後，生活在農村地區的兒童嚴重發育不良的幾率比中度發育不良顯著增加，或中度發育不良比正常發育不良的幾率比生活在城市地區的兒童增加1.62倍(AOR = 1.62,95%，CI: 1.14-2.30)3.)．

在保持其他預測因子效應相似的情況下，將發育遲緩高危組和發育遲緩低危組的兒童進行比較，高危組發育遲緩的幾率增加了中位數優勢比(MOR = 1.83,95%，CI: 1.69-2.00)，這與11%的ICC和PCV相對應。

本研究調查了埃塞俄比亞6-59個月兒童發育遲緩的程度和相關因素。本研究中與嚴重發育遲緩相關的獨立因素為:兒童性別、兒童年齡、母親BMI、母親教育程度、母親身高、母親年齡、家庭財富指數和地緣政治地區。這些結果將使公共衛生利益攸關方能夠改革幹預設計，以減少埃塞俄比亞發育遲緩的頻率。

盡管采取了各種幹預措施以減輕埃塞俄比亞兒童發育遲緩的負擔，但其患病率仍然高得令人無法接受(17.8%嚴重發育遲緩，20.4%中度發育遲緩)。這一發現與尼日利亞的結果一致[19]及坦桑尼亞[35］．這可能是由於各國的社會經濟發展和人口生活水平的相似。然而，這一發現高於印度尼西亞的結果。11]及尼泊爾[36］．這可能是由於發育水平和飲食習慣的差異，因為目前的研究參與者大多是農村居民[3.］．

這項研究表明，男性兒童發生中度發育遲緩和嚴重發育遲緩的風險明顯高於女性兒童。這與尼日利亞的研究結果一致[19]，埃塞俄比亞的Bure [37]，坦桑尼亞[35]，印尼[11]和中國[38］．在埃塞俄比亞，女嬰主要母乳喂養的平均時間為6個月，比男嬰的平均時間為5.1個月[3.］．早期補充食物和液體的引入使男孩容易腹瀉和其他感染，這些明顯增加了營養需求而不是降低了食欲[39］．累積效應將使男性兒童發育遲緩和嚴重發育遲緩的風險更高。另一個理由是，男性早產的比例高於女性早產，這也可能導致兒童發育遲緩[40，41］．

研究結果表明，與6-12個月的兒童相比，隨著兒童年齡的增加，發育遲緩的風險在36-47個月之間增加，在48-59個月時開始降低。這一發現與印度尼西亞的研究結果一致[11]，尼日利亞[42]，阮安達[14]、剛果民主共和國[43]和埃塞俄比亞利波[12］．合理的原因可能是這個年齡段的孩子正處於抓針和爬行的發育階段，能夠移動並把任何東西放進嘴裏。這也可能使孩子容易接觸受汙染的材料和食品。結果孩子們會被感染，最終導致發育遲緩[28］．而48個月後，孩子們能夠識別東西是否要塞到嘴裏，他們的免疫力也會提高，以減少感染和發育遲緩的風險。這意味著，在爬行和斷奶期間的兒童需要特別注意，以減少兒童發育遲緩和提高兒童的總體福祉。

本研究發現，家庭財富指數與發育遲緩和重度發育遲緩呈負相關。這一結果與在埃塞俄比亞奧羅米亞州北謝瓦進行的研究一致[13]，印尼[11]，尼日利亞[42]、剛果民主共和國[43]，阮安達[14]及尼日利亞[42］．這可能是因為，隨著家庭財富的增加，食品安全將保證營養良好，保持與年齡相符的增長成就，最富有家庭的家庭可能會接受教育來照顧孩子。此外，富裕家庭的孩子由於營養良好，不容易感染，感染後可以及時就醫，減少發育遲緩的可能性。因此，為了改善兒童健康，需要建立起適當運作的經濟和財政結構，支持弱勢家庭的兒童，以改善糧食安全和獲得基本保健服務的機會。

我們的研究結果表明，身高較高的母親所生的孩子發育遲緩的風險較低。我們的研究結果證實了之前的研究結果，盧旺達[43]及剛果民主共和國[14］．對這一發現的解釋可能是，身材較長的母親可能來自基因較長的家庭或食物有保障的家庭，這些家庭使她們免於身材矮小，從而導致出生的小新生兒後來發育不良。44］．這意味著對早期產婦營養和健康的投資對兒童發育遲緩至關重要。

我們的發現表明，母親出生時年齡在20歲以上的孩子比母親出生時年齡在青春期的孩子更不容易發育遲緩。剛果民主共和國也報告了類似的結果[14]和五個低收入國家[43］．青少年在成長過程中對營養的需求更高[45］．在這個時期懷孕會在母親和子宮裏的胎兒之間產生營養爭奪。最後，這導致兒童發育不良包括昏迷。

母親的受教育程度與兒童發育遲緩呈顯著負相關。這一結果再次印證了先前的研究，即產婦教育在減少嚴重兒童發育遲緩方麵具有積極的結果[14，15，16，18］．一種可能的解釋是，母親從正規教育中獲得的知識能夠使她們實踐營養和其他相關行為，防止慢性營養不良/發育不良。此外，與未受教育的母親相比，受過良好教育的母親在兒童疾病方麵有更多的健康尋求行為[46］．

兒童所居住的行政區域對兒童發育不良和嚴重發育不良的概率有一定的影響。經檢測，與該國城市地區的兒童相比，居住在該國發展中地區和農村地區的兒童表現出更大的發育不良傾向。這一發現得到了尼日利亞其他發現的支持[19，42這一發現可能被認為是社會經濟和教育差距以及獲得基本保健設施的原因。因此，在與兒童發育遲緩和改善健康的鬥爭中，必須采取基於背景的幹預措施，特別是針對發展中地區和農村地區的幹預措施。

除固定效應模型外，隨機效應也有助於發育不良的確定。在考慮了預測因素後，與嚴重發育不良風險較高的兒童群相比，嚴重發育不良風險較低的兒童群嚴重發育不良風險的中位數增加了83%。這意味著問題的嚴重差異，需要采取基於具體情況的幹預措施，以解決這一與代際有關的循環健康問題。

這項研究基於埃塞俄比亞所有區域收集的具有公認質量和在城市、農村、區域和國家一級具有代表性的代表性的全國代表性數據。這使得我們的發現可以推廣到整個埃塞俄比亞兒童和相關發展中國家的兒童。然而，我們的研究本質上是橫斷麵的，以建立因果關係，由於數據是次要的，一些因素如父親的身高和家庭糧食安全得分不能排除。

這項研究對於公共衛生幹預規劃和認識與發育遲緩和嚴重發育遲緩相關的潛在因素具有重要意義，從而有助於適當分配資源和醫療服務。此外，它將幫助埃塞俄比亞政府設計和實施適當的營養計劃，旨在改善個人和社區層麵的孕產婦和兒童營養，特別是在發展中地區和農村地區。

優勢與局限性

這項研究的優勢在於它使用了具有全國代表性的調查數據。此外，分析是基於結果變量具有有序類別的性質進行的，因此在分析中使用了有序邏輯回歸模型，並對整群抽樣設計進行了適當的統計調整。另一方麵，本研究的局限性在於我們無法建立因果關係;因為研究設計的橫斷麵性質。此外，膳食多樣性評分(DDS)、家庭糧食安全評分(HHFSS)等變量不包括在本分析中，因為調查沒有將這些指標納入工具。

目前的研究強調，埃塞俄比亞的慢性營養不良負擔高得不可接受，且存在環境差異。兒童年齡、性別、母親身高、年齡、教育程度和家庭財富指數以及行政區域是影響發育遲緩和重度發育遲緩的獨立相關因素。我們的研究結果指出了在個人、家庭和社區各級進行幹預的必要性。在個人一級，應特別注意適合兒童年齡的喂養，特別是年輕母親的保健和兒童喂養做法、產婦教育以及改善家庭財富。在社區一級，必須賦予婦女權力，特別是在農村和發展中地區，通過獲得教育、保健服務等社會組織。研究人員還更好地解決了可能的聯合創始人變量，這些變量沒有包括在這項研究中，以及母親的BMI對兒童生長和發育的影響。

所有相關資料都在手稿中。然而，手稿中所有發現的基本數據將根據要求提供。

疾病預防控製中心:

美國疾病控製和預防中心

國土安全部:

人口與健康調查

EA:

枚舉區域

EPHI:

埃塞俄比亞公共衛生研究所

ICF:

國際功能、殘疾和健康分類

差:

四分位範圍

熱影響區:

身高對年齡的z分數

NRERC:

國家研究倫理審查委員會

SD:

標準偏差

聯合國兒童基金會:

聯合國國際兒童教育基金會

過去:

人口及房屋普查

人:

世界衛生組織

我們非常感謝國土安全部項目協調員對數據訪問授權和支持進行這項研究。

本研究未獲資助。

作者及隸屬關係

1. 埃塞俄比亞德西沃羅大學醫學和健康科學學院公共衛生學院

   Amare Muche和Reta Dewau

貢獻

AM:設計研究;RD進行統計分析。兩位作者都寫了手稿。此外，他們還對結果的解釋做出了貢獻，並對重要的智力內容進行了修改。最後，作者閱讀並批準了手稿的最終版本。

相應的作者

對應到阿瑪雷Muche．

倫理批準並同意參與

埃塞俄比亞公共衛生研究所(EPHI)審查委員會、科技部國家研究倫理審查委員會、ICF宏觀國際機構審查委員會和美國疾病控製和預防中心(CDC)提供了倫理審查。所有調查對象都提供了口頭知情同意;兒童的同意是通過他們的父母、照顧者或監護人獲得的。作者通過簡要說明本研究的目標，要求MEASURE DHS，並允許使用數據(https://www.dhsprogram.com/data/available-datasets.cfm)，然後獲得MEASURE DHS的許可函。

發表同意書

不適用。

相互競爭的利益

作者宣稱他們之間沒有利益衝突。

出版商的注意

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