由家庭户申报的死亡数估算妊娠相关死亡率

可用数据：单次普查数据

期望得到的数据：成年人死亡率

方法：直接方法

方法描述

在人口普查或大规模的家庭户调查中，如果调查了某一参照期内一个家庭户中的死亡人口情况，并追问了育龄妇女妊娠和死亡的时间，我们就可以估算出与妊娠相关的死亡率。若还能知道死亡原因（例如通过口头尸检方式来得知），我们可以估算出产妇死亡率。但因为这种可能性不大，我们在此不加细述。

有关如何利用人口普查或大规模调查数据中的家庭户的近期死亡信息来估算成年人的总死亡率，以及如何对这些数据进行评估的阐述参见其他章节。死亡申报中的误差也会相应地影响妊娠相关死亡率的估计，因此对数据质量的评估和调整是分析中必不可少的一部分。

数据要求和假定

列联表所需数据

• 在家庭户问卷中得到的五岁组的妇女数量。
• 调查前的 12 个月内（或相似时期内），分年龄和性别的家庭成员的死亡数。
• 对于死亡的育龄妇女（通常 15–49 岁妇女）而言，死亡是否发生在怀孕期间、分娩期间，或产后 42 天（或 2 月内）？
• 参照期内的分年龄别的生育率和一般生育率。

数据中如果包含样本权重或设计权重，则必须在计算时进行合理使用。

重要假定

• 一名家庭成员的死亡不会导致家庭解体。
• 如果对死亡数或出生数进行了调整，死亡和出生申报中的误差与年龄成比例。
• 死亡漏报与妊娠无关。
• 与妊娠相关的死亡的申报大致是准确的。

准备工作和初步检查

有关家庭户死亡和近期的年龄别生育率的数据质量的评估参见其他章节。而对估算妊娠相关死亡率所用数据的质量评估有自己的特点，包括检查育龄妇女的妊娠相关死亡比例（PPRD），以及发生在怀孕期间、分娩期间和产后 42 天（或 2 个月）内的妊娠相关死亡的比例。

除了对出生和死亡总数记录的检查外，妊娠相关死亡的数据质量还可以通过检查申报的妊娠相关死亡数是否合理。妊娠相关死亡数的分年龄分布应类似于母亲生育数的分年龄分布。

注意事项和提示

人们普遍相信，在人口普查和调查中，受访者会漏报调查前一年家庭中的出生数和死亡数。因此，细致评估这两类数据申报中的完整性是非常有必要的。在较少见的情况下，即出生数和死亡数的漏报大体相同，虽然妊娠相关死亡率仍然存在误差，但妊娠相关死亡比并不会出现严重偏差。不过，若数据评估显示出生数和死亡数存在漏报，则在估算妊娠相关死亡率前需要对数据进行修正。

方法的应用

该方法的使用步骤如下：

步骤 1：提取数据列联表

提取数据的具体方法已超出本手册的范围。一般来说，这个过程就是简单作出列表，包括分年龄组的妇女数，分年龄组的妇女死亡数、以及分年龄组的不同妊娠期（怀孕期间、分娩期间和产后 42 天或 2 个月内）的妇女死亡数。只要可能，上述列联表中的数字需要（基于普查事后抽样调查）加权，以弥补漏报带来的影响，而且需要调整因所分析数据为微观样本而可能造成的偏误。此外，还需要估算分年龄的生育率。对生育率估算方法的详述参见其他章节。

我们给出以下定义：

• \({}_{5}D_x\)：\(x\) 至 \(x+5\) 岁的女性家庭户成员的死亡数。
• \({}_{5}P R D_x\)：\(x\) 至 \(x+5\) 岁女性家庭户成员中与妊娠相关的死亡数。
• \({}_5f_x\)：\(x\) 至 \(x+5\) 岁组的妇女的生育率。
• \({}_{5}N_x^f\)：人口普查或大型调查中登记的 \(x\) 至 \(x+5\) 岁的妇女数。

需要对上述四个变量制作列表。

步骤 2：死亡率的估算

年龄别死亡率可以用某一年龄组申报的女性死亡数除以该年龄组妇女所活的人年数求得，

年龄别妊娠相关死亡率为：

年龄别妊娠相关死亡比是：

每个年龄组的妊娠相关死亡在该年龄组全部死亡中所占的比例为：

每个年龄组的妊娠相关死亡在 15–49 岁育龄妇女的全部妊娠相关死亡中所占比例为：

示例

下面我们以 2008 年马拉维人口普查数据，特别是调查前 12 个月的人口死亡数据为例，来阐明上述方法指标的计算过程。

步骤 1：提取数据的列联表

表 30.1 使用了由国际整合微观样本共享数据库提供的 2008 年马拉维人口普查中的 10% 的个体样本数据。表中列出了按 5 岁一组划分的 15–49 岁育龄妇女人数，调查前的 12 个月中申报的育龄妇女死亡数，以及这些妇女在怀孕期间、分娩期间或产后 42 天内的死亡数。

来源：2008 年马拉维人口普查，10% 样本。

步骤 2：死亡率估算

表 30.2 给出了用以上介绍的方法分析表 30.1 数据的结果。年龄别死亡率由表 30.1 的第 (vi) 列的总死亡人数除以表 30.1 第 (i) 列的妇女人数得到，对应公式 (1)。严格来说，一个人口中发生死亡事件的时间平均而言要比登记时点早半年，不过由此导致的误差是可以忽略不计的，并且这一误差也可以通过使用恰当的死亡分布方法来加以修正。年龄别妊娠相关死亡率是由表 30.1 第 (v) 列的妊娠相关死亡数除以表 30.1 第 (i) 列的妇女人数得到，对应公式 (2)。年龄别妊娠相关死亡比（表 30.2 中的第 (iv) 列）由表 30.2 第 (ii) 列的妊娠相关死亡率除以表 30.2 第 (iii) 列的年龄别生育率（该数据来自其他渠道）得到，对应公式 (3)。年龄别妊娠相关死亡在全部死亡中所占的比例由表 30.1 第 (v) 列的妊娠相关死亡数除以表 30.1 第 (vi) 列的全死因死亡数求得，对应公式 (4)。最后，年龄别妊娠相关死亡在全部育龄期妇女妊娠相关死亡中的比例由表 30.1 第 (v) 列的年龄别妊娠相关死亡数除以全部年龄组妊娠相关死亡数的合计（表 30.1 第 v 列的各年龄组的合计数）求得，对应公式 (5)。

来源：表 30.1 和 2008 年马拉维人口普查的 10% 个体样本。

诊断、分析与解释

检验与验证

这类方法的关键检验是评估成年女性死亡和生育数的完整性（参见死亡数分布方法与近期生育数据评估的相关章节）。具体的检验方法是考察不同年龄组的妊娠相关死亡分布情况，以及还有一个较常用的弱检验，即考察妊娠相关死亡到底是发生在怀孕期间、分娩期间还是产后的 6 周（或 2 月）以内。对于第一种按年龄分组检验的方法而言，重点是与不同年龄组的生育数作比较。表 31.2 最后两列给出了这两种分布情况。25–29 岁及更小的年龄组中，妊娠相关死亡比例都比相应年龄组中的生育数比例要低；但是从 30 岁开始，这种情况发生了逆转。

这一模式是合理的，因为以往研究有证据表明 30 岁前的妊娠相关死亡风险普遍较低，但这一风险在 30 岁后迅速上升。将这一结果与 2004 年马拉维人口和健康调查中兄弟姊妹的历史数据（参见表 29.3）相比是有启发意义的，相关估计方法见由兄弟姊妹史数据估计成人死亡率。在兄弟姊妹历史数据的例子中，25 岁以下的母亲的妊娠相关死亡数占妊娠相关死亡总数的比例远低于同年龄上的生育数比例。这里，虽然 30 岁以前的妊娠相关死亡比例较低，但尚未低到引起对数据准确性怀疑的程度。

第二种检验方法是考察妊娠相关死亡分布到底是发生在怀孕期间、分娩时还是产后的 6 周（或 2 月）以内。之所以说这是一个弱检验，是因为在不同的环境中妊娠相关死亡并不存在一个绝对占优的分布，并且在实践中也发现当使用不同来源的数据时，这一分布的变化也非常大。

解释

评估成年女性生育与死亡数据的完整性是非常重要的。在有些情况下，家庭户死亡数据甚至被低报 50%，而这一误差会导致妊娠相关死亡比的估计出现类似程度的偏差。近期生育数也存在漏报现象，而估算妊娠相关死亡比时，这一误差可以部分补偿死亡数漏报造成的影响。在 2008 年马拉维人口普查中，死亡分布方法的分析表明女性死亡数被漏报 40–50%，而使用冈珀茨关联模型对同一数据的分析表明调查前一年的生育数被漏报 18% 左右。把上述两项漏报误差结合起来看，妊娠相关死亡比可能被低估二分之五左右。

在解释马拉维的妊娠相关死亡率时，有必要提醒读者注意马拉维曾在 1990 年代末和 2000 年初遭受艾滋病大规模流行的影响。如其他章节所述，与艾滋病相关的死亡会影响到死亡分布方法的计算结果，所以在使用上面推导出的调整系数时应保持谨慎。

使用人口普查或普查大样本的一个优点是，分析结果不存在抽样的不确定性。所以，虽然直接用兄弟姊妹历史数据对相关差异下结论可能是有风险的，但使用普查数据进行估算时却不必有这样的顾虑（即使普查数据中的一些子群体样本数可能很小而导致随机误差）。与此同时，考虑到任何人口普查数据都需要进行评估或调整，任何一种估计值都不可避免地存在相当大的不确定性。

参考文献