根据种族、社会经济剥夺和胎次划分的 39 周引产和低风险妊娠的不良结局：英格兰的一项全国队列研究

抽象

背景

产科结局中的种族和社会经济不平等已根深蒂固。然而，引产（IOL）在减少这些不平等方面的作用是有争议的，部分原因是证据不足。这项全国性队列研究旨在根据低风险妊娠妇女的孕产妇特征，确定与妊娠39周出生时人工晶状体（“人工晶状体组”）与期待处理（“期待管理组”）相关的不良围产期结局。

方法和发现

对 2018 年 2021 月至 95 年 1 月期间的所有英国国家卫生服务 （NHS） 医院分娩进行了检查。使用医院事件统计（HES）数据集，将孕产妇和新生儿数据（人口统计，诊断，程序，分娩和出生细节）与国家统计局（ONS）的新生儿死亡率数据联系起来。通过排除已有合并症的妊娠、既往剖宫产史、臀位表现、前置胎盘、妊娠糖尿病或先天性异常的婴儿来确定低风险妊娠妇女。胎膜早破、胎盘早剥、妊娠高血压疾病、羊水异常或产前死产的妇女仅被排除在人工晶状体组之外。围产期不良结局定义为死产、新生儿死亡或新生儿发病率，后者使用英国新生儿综合结局指标（E-NAOI）确定。二项式回归模型估计了人工晶状体组和期待管理组之间的风险差异（具有567%置信区间（CI）），并根据种族、社会经济背景、产妇年龄、胎次、出生年份和出生体重百分位数进行调整。交互测试根据种族、社会经济背景和平等性检查了风险差异。在004 501 072名单胎妊娠妇女中，有3 3名低风险妊娠且数据质量足够的妇女被纳入分析。人工晶状体组约1.555%（47 352/3 6）和期待管理组（16 525/453 720）约0.28%的分娩有不良围产期结局。调整后，IOL组围产期不良结局的风险较低（风险差-95.0%;43%CI -0.12%，-0.001%;p = 0.38）。这种风险差异因社会经济背景而异，从最不贫困人口的0.08%（-0.83%，0.48%）到最贫困的五分之一人口的-0.76%（-0.20%，-0.01%）（相互作用的p值= 0.54），以及胎次，未生育妇女的风险差为-0.80%（-0.27%，-0.15%），经产妇女的风险差为-0.35%（-0.04%，0.02%）（p-交互值 = 0.19）。没有统计学意义的证据表明风险差异因种族而异（p = <>.<>）。关键的局限性包括缺乏额外的混杂因素，如吸烟，BMI和HES数据集中的诱导适应症，这可能意味着包括一些高风险怀孕。

结论

在39周出生时出生的人工晶状体与围产期不良结局风险的小幅降低有关，在低风险妊娠中需要360次诱导才能避免1个不良结局。风险降低主要表现在社会经济贫困地区的妇女和未生育妇女中。没有发现按种族划分的显著风险差异。增加39周时人工晶状体的摄取，特别是在社会经济贫困地区的妇女中，可能有助于减少围产期不良结局的不平等。

作者摘要

为什么要做这项研究？

不良围产期结局在英格兰贫困地区和少数民族妇女中更为常见。

关于是否应根据种族或低风险妊娠的剥夺情况提供39周出生的引产（IOL），作为减少不平等的一种手段，存在争议。

研究人员做了什么，发现了什么？

我们分析了英国国家卫生服务（NHS）所有产妇入院的数据库，并测量了39周时的人工晶状体与低风险妊娠围产期不良结局之间的关联。

我们发现有证据表明，在低风险妊娠中，诱导总体上有小的益处，360次诱导与避免1个不良围产期结局相关。

诱导的益处主要在社会经济贫困地区的妇女和未生育妇女中观察到。

这些发现意味着什么？

在39周出生时增加人工晶状体的摄取，特别是在社会经济贫困地区的妇女和未生育妇女中，可能有助于减少围产期结局的不平等。

来自社会经济贫困地区的妇女在39周出生时从人工晶状体中获益更大，这可能是由于孕产妇危险因素患病率增加。

需要改进有关诱导指征和危险因素存在的常规数据收集，以证实低风险妊娠妇女39周时人工晶状体在减少围产期不良结局风险不平等方面的作用。

数字

Fig 2Table 3Fig 1Table 1Table 2Fig 2Table 3Fig 1Table 1Table 2

引文： 穆勒 P、卡里亚 AM、韦伯斯特 K、卡罗尔 F、邓恩 G、弗雷莫克斯 A 等人 （2023） 根据种族、社会经济剥夺和胎次划分的低风险妊娠 39 周引产和不良后果：英格兰的一项全国队列研究。公共卫生图书馆医学20（7）： e1004259. https://doi.org/10.1371/journal.pmed.1004259

收到： 八月 18， 2022;接受： 12月 2023， 20;发表： 2023月 <>， <>

版权： ? 2023 穆勒等人。这是一篇根据知识共享署名许可条款分发的开放获取文章，该许可允许在任何媒体上不受限制地使用、分发和复制，前提是注明原作者和来源。

数据可用性： 研究中提出的结果背后的数据可以向NHS Digital索取，NHS Digital充当数据控制者（https://digital.nhs.uk/services/data-access-request-service-dars）。

资金： 国家孕产妇和围产期审核（NMPA）由医疗保健质量改进伙伴关系（HQIP;www.hqip.org.uk）作为国家临床审计和患者结果计划的一部分，由英格兰NHS以及苏格兰和威尔士政府资助。PM、AMK、KW、FC、GD、AF、TH、SO、AK和IGU通过NMPA获得了HQIP的支持。HQIP和资助者在研究设计，数据收集和分析，发表决定或手稿准备方面都没有作用。

竞争利益： 我已阅读该期刊的政策，本手稿的作者有以下竞争利益： 所有作者均已填写ICMJE统一披露表并声明：除香港和JvdM外，所有个人均因对所提交工作的贡献而获得或曾经部分或全部由医疗保健质量改善伙伴关系资助。所有作者还声明与过去三年中可能对提交的作品感兴趣的任何组织没有财务关系。AK是皇家妇产科学院的副院长。作者报告没有其他关系或活动似乎影响了提交的作品。

缩写： 词 置信区间;新冠肺炎-19， 2019年冠状病毒病;他 医院发作统计;IMD， 多重剥夺指数;人工晶状体， 引产;国家医疗服务体系， 国家卫生服务;好 国家卫生与护理卓越研究所;国家药监局， 国家孕产妇和围产期审计;组件 国家统计局;PDS， 个人人口统计服务

介绍

在许多高收入国家，社会经济贫困地区妇女和少数民族妇女围产期不良结局的风险显著增加[1-4]。2021 年 39 月，发布英国和威尔士国家卫生服务 （NHS） 临床实践指南的国家卫生与护理卓越研究所 （NICE） 分发了关于使用引产 （IOL） 的国家指南草案以供咨询。它建议，如果存在与孕产妇或新生儿并发症相关的危险因素，则在妊娠35周时提供人工晶状体。这些包括辅助受孕，年龄30岁或以上，BMI为<> kg / m2或以上，或来自少数民族[5]。

该指南草案引起了激烈的争论，许多利益团体认为，在妊娠39周时向少数民族妇女提供人工晶状体的建议具有歧视性，没有证据依据，也没有解决不同种族结局差异的根本原因[6]。经咨询后，该建议已从2021年7月发布的最终指南中删除[<>]。

最近一篇系统评价纳入了妊娠37周或8周以上的人工晶状体随机临床试验，结论是低危妊娠女性使用人工晶状体的最佳时机需要进一步研究，尤其是对于具有特定风险特征的女性[39]。一篇观察性研究的系统评价发现，与期待治疗相比，9周时择期引产可显著降低新生儿ICU收治和围生儿死亡的风险，但未探讨不同人群的结局[<>]。

在这项研究中，我们使用39年1月2018日至31年2021月<>日期间英国NHS所有分娩的全国人口数据，估计了妊娠<>周出生或期待处理时患有人工晶状体的低风险女性围产期不良结局风险的差异。

我们研究的一个关键特点是，我们对2个对照组使用了一套排除标准，旨在创建一个在39周时都处于低风险的女性队列。为此，我们排除了所有在39周前最有可能存在和已知的围产期不良结局危险因素的女性（例如，先前存在的糖尿病和高血压、妊娠糖尿病、既往剖宫产史、臀位表现）。

此外，我们仅将患有人工晶状体并在39周时分娩的女性排除在39周后可能出现的危险因素（例如，胎膜早破、胎盘早剥、妊娠高血压、先兆子痫、子痫或羊水异常），因为如果这些危险因素在39周时存在，则与期待治疗不相容。该设计尽可能接近地创建适当的比较，以评估低风险妊娠女性在39周出生时有和没有IOL的结局差异。

针对关于人工晶状体在英国少数民族女性中的作用的争论，我们还测试了风险差异是否因种族和社会经济剥夺而异，因为种族和社会经济剥夺是密切相关的危险因素[10]，也根据胎次，因为胎次是总体上围产期不良结局的关键决定因素[10，11]。

方法

道德声明

这项研究使用了常规收集的行政医院数据，这些数据被用来评估服务提供和绩效，因此免于NHS卫生研究局的伦理审查。未经个人同意使用个人数据已获得NHS卫生研究局的批准（16/CAG/0058）。

数据来源

1 年 2018 月 31 日至 2021 年 10 月 12 日期间英格兰单胎分娩妇女的产科事件记录和新生儿入院记录摘自医院事件统计 （HES），这是一个英国 NHS 医院所有护理事件的行政数据库。HES记录包括患者人口统计学、入院和出院日期以及诊断信息（根据ICD-4系统编码）[13]和根据OPCS-14系统编码的程序[<>]。产科记录还捕获一系列数据字段中的分娩和分娩信息，称为“HES产尾”[<>]。

这些妇女的生育记录使用个人人口统计服务（PDS）创建的母婴链接文件与婴儿的入院记录相关联。死亡日期由国家统计局（ONS）提供，并与新生儿入院记录相关联。在出生时胎龄信息相互矛盾的情况下，使用母亲或婴儿记录中记录的最高记录。

根据数据完整性和质量标准，采用为国家孕产妇和围产期审计（NMPA）制定的方法，并根据早期研究[15-17]进行排除。如果妇女的产科记录不能与新生儿记录联系起来，或者缺乏关于胎龄、出生状况或分娩开始的信息，则妇女被排除在外。只有当我们发现她们的NHS医院的人工晶状体率在10%至50%之间，死产率在0.1%至1.0%之间，并且剖宫产记录的分娩方式记录在70%或以上时，才包括女性。

比较组

出生时的胎龄仅在几周内可用。定义了两组：低风险妊娠的人工晶状体女性，出生时间在39周至0天和39周6天之间（“IOL组”）和一组低风险妊娠女性，在40周或更晚（即40周零0天后）分娩，任何分娩方式开始（“期待处理组”）。期待治疗组的这一定义遵循了早期研究中使用的定义[18，19]。选择它是为了确保我们仅纳入期待管理组中妊娠期晚于人工晶状体组的女性。

我们排除了所有怀孕的女性，其孕期记录中编码的疾病与人工晶状体的可能性或围产期不良结局密切相关，这些疾病最有可能在39周之前存在和已知：预先存在的合并症，包括糖尿病、高血压、心脏或肺部疾病、既往剖宫产史、妊娠糖尿病、臀位、前置胎盘、 或先天性异常（S10表中ICD-1代码的完整列表）。

此外，我们仅将患有人工晶状体并在39周时分娩的女性排除在胎膜早破、胎盘早剥、妊娠高血压或先兆子痫、子痫或羊水异常的组中。正如引言中所解释的，这创造了一个低风险妊娠妇女队列，对她们来说，决定是否在 39 周时推荐 IOL 是相关的。使用人工晶状体分娩在子宫内死亡的婴儿（即产前死产）的女性也被排除在39周时使用人工晶状体的组中。

结果定义

围生儿不良结局定义为复合结局，包括死产、出生后28日内新生儿死亡或活产儿存在英国新生儿综合不良结局指标（E-NAOI）[20]。E-NAOI 是基于 HES 中婴儿入院记录中记录的 15 种新生儿诊断或 7 种手术中的任何一种的经过验证的结果，它与出生后一年进一步入院和死亡的风险高度相关。

在HES数据集中，24%的死产时间（产前或产时）被记录为“未知”。在记录为“未知”的情况下，产科记录中的某些诊断可能表明死产的时间，因此在这些情况下进行了不言而喻的更正以分配时间（S2表中的重新编码规则）。例如，如果记录了酸中毒，则假定死产时间为产时。在初步分析中，即使在应用不言而喻的纠正后，IOL组中时间未知的死产也被视为产前（分娩开始前），因此被排除在外。

统计方法

制作了一个流程图（图1），以显示不同的纳入和排除标准对符合分析条件的怀孕数量的影响。总结妇女及其妊娠的特征，并计算围产期不良结局的频率和每种类型的频率。

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图1. 流程图显示了纳入和排除标准对分析中纳入的女性人数的影响。

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拟合具有身份联系函数的二项式回归模型，以估计与母体特征和分娩相关的任何不良围产期结局的风险差异[21]。根据较低层超级产出地区（32 844个典型人口在1 000至3 000人之间，400至1 200个家庭）的多重剥夺指数（IMD）的国家五分位数调整了日历年、孕产妇年龄、种族（白人、南亚人、黑人、混合或其他种族群体）、胎次（初产或经产）、社会经济剥夺的模型计算了人工晶状体和期待管理组之间的风险差异[22]和出生体重百分位数（<第 10 位、第 10 位至 89 位、第 90 位至 100 位）。对于所有回归分析，使用链式方程估算孕产妇年龄（<0.01%）、种族（12.4%）、社会经济剥夺（0.7%）和出生体重百分位数（0.1%）的缺失值，以生成10个数据集。这些估算数据集的估计值使用鲁宾规则进行合并。

通过添加人工晶状体与种族、社会经济剥夺（国家IMD五分位数）或奇偶性之间的交互作用项，在具有似然比检验的单独模型中测试了模型拟合的改进。

避免1个围产期不良结局所需的人工晶状体数量也使用调整后的风险差及其95%置信区间（95%CI）进行了估计。阴性数字应解释为与另外1个围生儿不良结局相关的人工晶状体数量[23]。

p 值 <0.05 表示结果具有统计显著性。所有分析均使用Stata版本17，StataCorp，大学站，德克萨斯州，美利坚合众国[21]。

敏感性分析

进行了两项敏感性分析。在第一次敏感性分析中，我们测试了结果的稳健性，即仅提供关于出生时胎龄的信息（以周为单位）。为此，我们扩大了期待管理组的定义，并纳入了胎龄为39周的非人工晶状体分娩（即出生在39周至0天和39周零6天之间），以及所有胎龄为40周或更晚（即40周零0天后）的分娩，以及主要分析中包含的任何发病模式。在第二次敏感性分析中，我们将IOL组中时间未知的所有死产视为产时，而在主要分析中，这些死产被视为产前，因此从分析中删除。

本研究根据加强流行病学观察性研究的报告（STROBE）指南（S1 STROBE清单）进行报告。所有分析均按原计划进行，方法没有根据结果而改变。

结果

描述性结果

在1年567月004日至1年2018月31日期间，HES数据库中共记录了2021 1 402例单胎妊娠妇女（图927）。其中，1 164名妇女被排除在外，因为她们的产妇入院与新生儿入院记录无关，关键变量没有记录，或者她们入院的数据质量低。在剩下的077 273 611名妇女中，367 003名妇女因没有低风险妊娠而被排除在外（见方法），接下来的39 40名妇女被排除在外，因为她们患有人工晶状体并在39周前分娩或因为她们没有人工晶状体并在22周前分娩（见方法）。在应用仅与391周出生时有人工晶状体的妇女相关的排除标准后，又有501 072名妇女被排除在外。结果，分析纳入了47 352名妇女（39 453名患有人工晶状体并在720周时分娩的妇女和3 <>名期待管理组的妇女）。由于数据质量选择标准而纳入和排除的特征相似（S<>表）。

两组（2周出生或期待处理的人工晶状体）在种族、国家IMD五分位数和出生年份方面相似（表39）。与期待管理组相比，IOL组的女性年龄在1岁以下或25岁以上，出生体重在40%或以上的婴儿的可能性更大。

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表 1. 根据母体特征，在39周组进行人工晶状体和期待处理。

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人工晶状体组围产期不良结局的风险为3.28%，期待管理组为3.64%（p < 0.001，表2）。围产期不良结局的类型也不同。人工晶状体组妊娠死产风险较低（0.01% vs 0.07%，p < 0.001）和其他围生儿不良结局（3.18% vs 3.53%，p < 0.001 ），但28天内新生儿死亡的风险较高（0.10% vs 0.04%，p < 0.001）。 最常见的其他不良围产期结局是通气支持（1.91% vs 2.33%）和呼吸窘迫综合征（0.53% vs 0.77%，p < 0.001）。

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表 2. 39周引产或期待治疗分娩围产期不良结局的分布。

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建模结果

在完全调整的二项式回归模型中，与期待治疗组相比，人工晶状体组发生围产期不良结局的风险较低，风险差为-0.28%（95%置信区间：-0.43%，-0.12%）（表3）。这种差异因女性的社会经济背景而异（交互作用的p值= 0.01;S4表中的完整结果）。对于最贫困的五分之一（IMD 4和5）的妇女，围产期不良结局的风险显著降低（风险差分别为-0.58%（-0.90%，-0.26%）和-0.48%（-0.76%，-0.20%）。对于最贫困的五分之一妇女（IMD 1），人工晶状体和期待治疗组之间没有统计学意义差异（0.38%（-0.08%，0.83%））（图2）。没有统计学意义的证据表明人工晶状体和期待管理组之间围产期不良结局风险的差异因种族而异（相互作用的p值= 0.19）。未生育妇女-39.0%（-54.0%，-80.0%）的人工晶状体和27周分娩的风险降低幅度大于经产妇女-0.15%（-0.35%，0.04%）（相互作用的p值= 0.02;S4表中的完整结果）（图2）。

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图2. 妊娠 39 周时 IOL 与期待处理相比，围产期不良结局风险的差异，按母体特征划分。

低于0%的结果表明，根据社会经济剥夺（在国家IMD五分位数中，1代表最少，5代表最贫困的五分之一;见方法）或种族群体和平等，人工晶状体的风险较低。风险差异以 95% 置信区间显示。置信区间，置信区间;IMD，多重剥夺指数;人工晶状体，引产。

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Table 3. Differences in risk of adverse perinatal outcome with induction at 39 weeks (IOL) compared to expectant management, where negative risk difference indicates lower risk with IOL.

风险差异来自未调整和调整的模型，也来自具有交互作用项的模型，这些模型允许具有不同特征（剥夺、种族或平等）的女性之间的风险差异不同。

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根据完全调整分析的结果，39周时与避免1个围产期不良结局相关的诱导次数估计为360（= 1/-0.277%;95%CI：230，832）。在具有剥夺相互作用的模型中，最贫困的五分之一的妇女的这一数字估计较低，为210（= 1/-0.477%;95%CI：132，505），在胎次相互作用下，未生育妇女的数字为186（= 1/-0.537%;95%置信区间：125，365）。

敏感性分析

当期待管理组扩大到包括39周时非人工晶状体分娩的妇女时，不再有证据表明完全调整模型（S5表）中两组之间存在总体差异，风险差异为-0.08%（95%CI：-0.23%，0.08%;p = 0.34）。然而，根据社会经济背景，风险差异持续存在（相互作用的p值=0.004），最贫困的五分之一人口在39周时人工晶状体发生围产期不良结局的风险较高（IMD 1，风险差：0.60%，95%CI：0.15%，1.05%），而更贫困的五分之一人口在39周时人工晶状体的风险较低（风险差异： ?0.33%， 95% CI： ?0.65%， ?0.01% 和 ?0.33%， 95% CI： ?0.61%， ?0.06%， IMD 4 和 5）。第二次敏感性分析的结果与调整后的主要分析相似，其中未知时间的死产被认为是产时而不是产前，与调整后的主要分析相似（风险差：-0.26%（-0.42%，-0.10%），p = 0.001）。

讨论

据我们所知，我们的结果提供了迄今为止低风险单胎妊娠女性中人工晶状体与39周出生与期待治疗的最大比较。我们发现，与期待治疗并在39周后分娩的女性相比，在39周时引产和分娩的女性发生围产期不良结局的风险较低。然而，差异很小，我们估计总共需要360次诱导才能避免1次不良围产期结局。

特别是在社会经济贫困地区的妇女和未生育妇女中观察到风险差异的证据。没有统计学意义的证据表明39周时与人工晶状体相关的风险降低因种族而异。

我们的研究结果补充了先前关于人工晶状体在39周出生对苏格兰和英格兰低风险足月妊娠妇女围产期结局影响的分析，这些分析使用了常规收集的数据来源，并将产科记录与婴儿记录相关联[18-20]。苏格兰研究（包括所有年龄段的女性）和英国研究（包括35岁或以上的女性）的结果表明，40周时的人工晶状体可能会降低围产期的总体死亡率。

纳入常规IOL随机对照试验的系统评价发现，纳入的8项试验中，只有34项在40周前检查过人工晶状体[8]。这些试验中规模最大且最近的一项试验将6例低风险未生育妇女随机分配到096周时的人工晶状体或期待治疗组，结果报告围产期死亡和严重新生儿并发症等复合结局从39.5%降至4.4%[3]。观察性研究的系统评价发现结果与这些试验结果大体一致，例如，报告新生儿重症监护病房收治风险降低24%，合并了20项研究，将3 23例妊娠647周时接受选择性人工晶状体的女性与39 164例期待治疗的女性进行了比较[771]。

我们的研究发现，在妊娠39周时，人工晶状体对围产期不良结局风险的降低要小得多。这种较小减少的一种解释是，我们使用了不同的复合不良结局指标。另一种解释是，我们研究了风险较低的女性群体，因为我们包括初产妇和经产女性。后一种解释得到了以下观察的证实：在我们的研究中，期待治疗组的围生儿死亡风险为0.11%（521 453例分娩中有720例死亡），而在观察性研究的系统评价中，相应的风险为0.20%（284 140例分娩中有184例死亡）[9]。然而，不能排除进一步的解释，包括由于风险调整不完全而导致的残余混杂，以及人工晶状体和不良结局的不完全识别。

我们研究的一个重要特点是，我们可以纳入超过500万名低风险妊娠妇女，这允许使用统计相互作用测试来评估人工晶状体和期待管理组在000周时的风险差异是否因种族、社会经济剥夺和胎次而异。重要的是要注意，即使在我们的研究中，包括39年内的低风险妊娠，在3周时检测与IOL相关的风险差异变化的统计功效也很小。例如，英格兰只有39%的孕妇来自黑人，5%来自南亚种族背景[12]。

39周时接受人工晶状体的女性与期待治疗的女性之间风险差异的调整很可能是不完全的。首先，我们分析的常规收集数据不包括引产指征。其次，在我们的分析中，一些风险因素不完善或未进行调整。例如，HES中未收集有关BMI和吸烟等母亲危险因素以及先天性异常等胎儿因素的数据。此外，既往存在的母体合并症（包括高血压和糖尿病）可能未得到充分确定，这意味着一些女性被错误地纳入了我们的队列，这可能导致高估低危妊娠不良妊娠结局的风险[26]。

我们的数据周期包括受 2019 年冠状病毒病 （COVID-19） 大流行影响的出生人数。我们之前证明，与疫情前相比，引产率增加了1%，死产率没有增加[27]。因此，COVID-19大流行不太可能对观察到的结果产生重大影响。我们的分析排除了关键变量缺失数据的记录和数据质量差的医院。这可能引入了偏倚，但鉴于初始队列和最终队列之间的特征相似，因此不太可能对我们的结果产生重大影响。

最后一个限制是，我们使用的常规收集数据中没有人工晶状体的日期。因此，出生时的胎龄必须用作人工晶状体时间的代理指标，从而在对照组之间引入小程度的交叉，因为许多在40周分娩的妇女将在39周时诱导，这将导致略微低估人工晶状体和期待处理之间的实际风险差异。

在第一项敏感性分析中，我们通过纳入39周时非IOL分娩的女性来扩大期待管理组，发现39周时人工晶状体与期待管理组之间的总体风险差异消失。然而，来自社会经济最贫困地区的妇女在39周时使用人工晶状体时，围产期不良结局的风险似乎仍然较低。有研究表明，在最贫困的五分之一人口中，在 39 周时进行人工晶状体检查后的风险差异增加。然而，根据社会经济剥夺，人工晶状体适应症和未编码危险因素的差异可能是观察到的差异的基础。另一项敏感性分析表明，我们的结果对死产时间（即产前或产时）的不确定性是稳健的。

我们的研究对无并发症单胎妊娠女性妊娠39周时关于人工晶状体的建议意味着什么？它表明，在39周出生时出生的人工晶状体与总体上不良围产期结局风险的小幅降低有关，这与以前的随机和观察性研究一致。然而，在妊娠39周时应该在多大程度上推荐人工晶状体的问题，特别是对于NICE为英国和威尔士NHS提出的指南草案中最初提出的一些特定群体，需要仔细考虑。我们发现有证据表明，39周时与人工晶状体相关的风险降低主要存在于社会经济贫困地区的女性和未生育女性中。在少数民族女性中，39周时与人工晶状体相关的风险降低也更大，但相应的相互作用统计检验并未产生统计学上显着的结果，但是 - 如前所述 - 由于统计功效低，应谨慎解释这些结果。

总之，需要更全面的数据来进一步探索与种族、社会经济剥夺、均等和围产期不良结局风险相关的途径。更好地编码危险因素、适应症和围绕提供人工晶状体的决策，应进一步为我们对产科风险模式的理解提供信息。根据现有证据和我们的研究结果，我们得出结论，在39周时增加人工晶状体的摄取可能有助于减少围产期结局的社会经济不平等。

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S3 表。 与数据质量相关的选择标准对纳入的妇女人口特征分布的影响。

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S4 表。 具有身份联系函数的二项式回归模型，用于治疗围产期不良结局的风险。

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我们使用患者提供并由NHS收集的数据作为其护理和支持的一部分。

引用

1.Manktelow BN， Smith LK， Seaton SE， Hyman-Taylor P， Kurinczuk JJ， Field DJ， et al. MBRRACE-UK 围产期死亡率监测报告，英国围产期分娩死亡从一月到。莱斯特：婴儿死亡率和发病率研究，莱斯特大学健康科学系。十二月 2014：2016.

2.Draper ES， Gallimore ID， Smith LK， Fenton AC， Kurinczuk JJ， Smith PW， et al. MBRRACE-UK 围产期死亡率监测报告， 英国围产期死亡从一月到.莱斯特：婴儿死亡率和发病率研究，莱斯特大学健康科学系。十二月 2018：2020.

3.Bryant AS，Worjoloh A，Caughey AB，Washington E.产科结果和护理中的种族/民族差异：患病率和决定因素。美国妇产科杂志. 2010;202（4）：335–343.密码：20060513

查看文章PubMed/NCBI谷歌学术搜索

4.Flenady V， Wojcieszek AM， Middleton P， Elwood D， Erwich JJ， Coory M， et al.死产：高收入国家的行动召回。柳叶 刀。2016;387(10019):691–702.密码：26794070

查看文章PubMed/NCBI谷歌学术搜索

5.国家卫生与护理卓越研究所。指南：诱导劳动，征求意见稿，2021年2021月。英国伦敦;207. 可从： https://www.nice.org.uk/guidance/ng2/documents/draft-guideline-2023， 访问 26 <> 月 <>.

6.Mahase E. 医生质疑 NICE 关于在少数民族妇女 39 周时引产的建议。英国医学杂志。2021;374：n1711.密码：34230033

查看文章PubMed/NCBI谷歌学术搜索

7.国家卫生与护理卓越研究所。引产：NICE指南NG207。2021. 可从： https://www.nice.org.uk/guidance/ng207， 访问 2023 26 月 <>.

8.米德尔顿 P、谢泼德 E、莫里斯 J、克劳瑟 CA、戈默索尔 JC。妊娠 37 周或超过 2020 周时引产。Cochrane数据库系统修订版7;7（004945）：Cd32666584。 pmid：<>

查看文章PubMed/NCBI谷歌学术搜索

9.Grobman WA，Caughey AB.与期待治疗相比，39周时选择性引产：队列研究的荟萃分析。美国妇产科杂志. 2019;221（4）：304–310.pmid：30817905

查看文章PubMed/NCBI谷歌学术搜索

10.Jardine J， Walker K， Gurol-Urganci I， Webster K， Muller P， Hawdon J， et al.英格兰社会经济和种族不平等导致的不良妊娠结局：一项全国队列研究。柳叶 刀。2021;398(10314):1905–1912.pmid：34735797

查看文章PubMed/NCBI谷歌学术搜索

11.Jardine J， Blotkamp A， Gurol-Urganci I， Knight H， Harris T， Hawdon J， et al.使用英格兰常规收集的产妇数据对未生育和经产妇女进行足月复杂分娩的风险：队列研究。英国医学杂志。2020;371：m3377.密码：33004347

查看文章PubMed/NCBI谷歌学术搜索

12.世界卫生组织。ICD-10版本：2010年。2010. 可从： https://icd.who.int/browse10/2010/en， 访问 2023 26 月 <>.

13.NHS数字。OPCS干预和程序分类。2021. 可从： https://datadictionary.nhs.uk/supporting_information/opcs_classification_of_interventions_and_procedures.html， 访问 2023 26 月 <> 日.

14.赫伯特 A， 维拉尔斯 L， 齐尔伯斯施泰因 A， 克伦威尔 D， 哈德利德 P. 数据资源概况：医院发作统计入院患者护理 （HES APC）。国际 J 流行病学。2017;46（4）：1093–93i. pmid：28338941

查看文章PubMed/NCBI谷歌学术搜索

15.国家药监局项目组.全国孕产妇和围产期审计：2019年临床报告。基于1年2016月31日至2017年2019月<>日期间在NHS产科服务中的出生情况。伦敦：RCOG;<>.

16.戈什 RE， 阿什沃思 DC， 汉塞尔 AL， 加伍德 K， 艾略特 P， 托莱达诺 MB.常规收集的英国出生数据集：生殖流行病学的比较和建议。Arch Dis 儿童胎儿新生儿版 2016;101（5）：F451–F457.密码：26837309

查看文章PubMed/NCBI谷歌学术搜索

17.Murray J， Saxena S， Modi N， Majeed A， Aylin P， Bottle A， et al.常规医院出生记录的质量及其用于创建出生队列的可行性。J 公共卫生。2013;35(2):298–307.密码：22967908

查看文章PubMed/NCBI谷歌学术搜索

18.奈特，克伦威尔，古罗尔-乌尔甘奇一世，哈伦K，范德默伦JH，史密斯GCS。35 岁或以上未生育妇女引产与期待处理相关的围产期死亡率：一项英国国家队列研究。公共科学图书馆医学 2017;14（11）：e1002425.密码：29136007

查看文章PubMed/NCBI谷歌学术搜索

19.斯托克SJ，弗格森E，达菲A，福特I，查尔默斯J，诺曼JE。选择性引产与期待处理的结局：基于人群的研究。英国医学杂志。2012;344：e2838.密码：22577197

查看文章PubMed/NCBI谷歌学术搜索

20.奈特， 奥迪 SJ， 奥希 HKL， 范德穆伦 JH， 古罗尔-乌尔甘奇一世， 克伦威尔 DA.使用英国医院行政数据建立综合新生儿不良结局指标。Arch Dis 儿童胎儿新生儿版 2019;104（5）：F502–F509.pmid：30487299

查看文章PubMed/NCBI谷歌学术搜索

21.统计公司2021. 统计局：第 17 版。统计软件。德克萨斯州大学站：StataCorp LLC。

22.2015年英国剥夺指数。住房、社区和地方政府部。2015. 可从： https://www.gov.uk/government/statistics/english-indices-of-deprivation-2015， 访问 2023 26 月 <>.

23.库克RJ，萨克特DL。需要治疗的人数：临床上有用的治疗效果衡量标准。英国医学杂志。1995;310(6977):452–454.pmid：7873954

查看文章PubMed/NCBI谷歌学术搜索

24.Grobman WA， Rice MM， Reddy UM， Tita ATN， Silver RM， Mallett G， et al. 低风险未生育女性的引产与期待处理。内姆。2018;379(6):513–523.pmid：30089070

查看文章PubMed/NCBI谷歌学术搜索

25.韦伯斯特K，国家药品监督管理局项目组。NHS妇女及其婴儿孕产妇和围产期护理中的种族和社会经济不平等：使用英格兰，苏格兰和威尔士1年2015月31日至2018年2021月<>日期间的出生数据评估护理。伦敦：RCOG;<>.

26.国家药监局项目组.全国孕产妇和围产期审计：2022 年临床报告。基于1年2018月31日至2019年2022月<>日期间在英格兰和威尔士NHS产科服务的出生情况。伦敦：RCOG;<>.

27.Gurol-Urganci I， Waite L， Webster K， Jardine J， Carroll F， Dunn G， et al.英格兰 COVID-19 大流行期间的产科干预和妊娠结果：一项全国性的队列研究。公共科学图书馆医学 2022;19（1）：e1003884.密码：35007282

查看文章PubMed/NCBI谷歌学术搜索