occupation, 90.56% (4298) of total

occupation, 90.56% (4298) of total cases were reported among
scattered children. Descriptive statistics for the number of
HFMD cases based on districts and weather variables are
summarized in Table 1.
Fig. 2 shows the monthly distribution of TCN from 1
January 2012 to 31 December 2014 in Huainan, China, indicating
that the number of HFMD was greater in the months of
March to June than other months. By analysing the incidence
of childhood HFMD in each district, it suggested that the
higher incidences of childhood HFMD were in three districts
(FTX, TJA and PJQ) (Fig. 1). Fig. 3 presents the time-series distribution
of total cases, daily mean temperature, DTR, TCN
from 1 January 2012 to 31 December 2014 in Huainan, showing
a distinct seasonality in these variables.
This study presents the cumulative effects of TCN or DTR
on the total up to 10 days respectively (Fig. 4). It suggests that
the temperature decrease from one day to the next
(TCN < 0
C) was statistically associated with childhood
HFMD. In contrast, no significant association between DTR
and childhood HFMD was observed, though positive linear
slope with increasing DTR. We also provide the relationship
between TCN and childhood HFMD by age, gender, occupation
and morbidity at five days lag (Fig. 5). The evident association
between decrease of TCN and HFMD on male children, children
aged 0e5 years, scattered children and children in highrisk
area was observed, respectively.
Wealso identified the RR of HFMD by TCN using distributed
lag nonlinear models by lag at specific TCN (3
C, 10th
percentile) (Table 2), suggesting that the effect was the
greatest at five days lag. In particular, a 3
C decrease in mean
temperature between neighbouring days led to an increase of
10% (95% CI: 4%e15%) in the daily number of cases in the 0e14
years age group. We also observed that temperature change
was more likely to affect HFMD occurrence among male
children, 0e5 years children, scattered children, and children
in high-risk areas.

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

อาชีพ 90.56% (4298)
ของผู้ป่วยทั้งหมดที่ได้รับรายงานในหมู่เด็กกระจัดกระจาย สถิติเชิงพรรณนาสำหรับจำนวนของกรณีโรคมือเท้าปากขึ้นอยู่กับอำเภอและตัวแปรสภาพอากาศที่มีการสรุปในตารางที่1 รูป 2 แสดงให้เห็นถึงการกระจายรายเดือนของ TCN ตั้งแต่วันที่ 1 เดือนมกราคมปี 2012 วันที่ 31 ธันวาคม 2014 หวยหนานประเทศจีนแสดงให้เห็นว่าจำนวนของโรคมือเท้าปากได้มากขึ้นในเดือนมีนาคม-มิถุนายนกว่าเดือนอื่นๆ โดยการวิเคราะห์อุบัติการณ์ของโรคมือเท้าปากในวัยเด็กในแต่ละท้องถิ่นก็ชี้ให้เห็นว่าอุบัติการณ์ของโรคมือเท้าปากที่สูงขึ้นในวัยเด็กอยู่ในสามหัวเมือง(FTX, tja และ PJQ) (รูปที่ 1). มะเดื่อ. 3 นำเสนอการกระจายเวลาชุดของกรณีทั้งหมดในชีวิตประจำวันหมายถึงอุณหภูมิDTR, TCN จาก 1 มกราคม 2012 วันที่ 31 ธันวาคม 2014 Huainan แสดงฤดูกาลที่แตกต่างกันในตัวแปรเหล่านี้. การศึกษาครั้งนี้นำเสนอผลกระทบสะสมของ TCN หรือ DTR บนทั้งหมด ได้ถึง 10 วันตามลำดับ (รูปที่. 4) มันแสดงให้เห็นว่าลดลงจากอุณหภูมิหนึ่งวันต่อไป(TCN <0? C) มีความสัมพันธ์ทางสถิติกับวัยเด็กของโรคมือเท้าปาก ในทางตรงกันข้ามไม่มีความสัมพันธ์อย่างมีนัยสำคัญระหว่าง DTR และโรคมือเท้าปากในวัยเด็กพบว่าแม้ว่าในเชิงบวกเชิงเส้นลาดชันเพิ่มขึ้น DTR เรายังให้ความสัมพันธ์ระหว่าง TCN และโรคมือเท้าปากในวัยเด็กตามอายุเพศอาชีพและการเจ็บป่วยที่ห้าวันล่าช้า(รูปที่. 5) สมาคมที่เห็นได้ชัดระหว่างการลดลงของ TCN และโรคมือเท้าปากในเด็กผู้ชาย, เด็กอายุปี0e5 เด็กกระจัดกระจายและเด็กใน highrisk พื้นที่พบว่าตามลำดับ. Wealso ระบุ RR ของโรคมือเท้าปากโดย TCN ใช้การกระจายแบบไม่เชิงเส้นล่าช้าจากความล่าช้าที่เฉพาะเจาะจงTCN (? 3 องศาเซลเซียส 10 เปอร์เซ็นต์) (ตารางที่ 2) บอกว่าผลที่ออกมาเป็นที่ยิ่งใหญ่ที่สุดที่ห้าวันล่าช้า ? โดยเฉพาะอย่างยิ่ง 3 C การลดลงของค่าเฉลี่ยของอุณหภูมิระหว่างวันที่เพื่อนบ้านนำไปสู่การเพิ่มขึ้น10% (95% CI: 4% e15%) ในจำนวนที่ในชีวิตประจำวันของผู้ป่วยใน 0e14 ปีกลุ่มอายุ นอกจากนี้เรายังสังเกตเห็นการเปลี่ยนแปลงของอุณหภูมิที่มีแนวโน้มส่งผลกระทบต่อการเกิดโรคมือเท้าปากในหมู่ชายเด็ก, เด็ก 0e5 ปีเด็กกระจัดกระจายและเด็กในพื้นที่ที่มีความเสี่ยงสูง