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摘要
客觀的調查孟加拉國15-49歲婦女中已出生兒童數量(CEB)的流行情況及其相關決定因素。
研究設計與設置我們使用了從最近兩次孟加拉國人口與健康調查(BDHS 2014和BDHS 2017-2018)中提取的聚類數據。兩次調查均采用兩階段分層抽樣。二元響應的混合邏輯回歸建模方法通過廣義線性混合模型框架適應聚類效應。
參與者該研究基於孟加拉國2017-2018年BDHS的15924名已婚婦女(2014年BDHS的14119名)。
結果根據最新的2017-2018年BDHS, 42.1%的育齡婦女有三個或更多的孩子。第一次結婚年齡(p < 0.001或0.74,95%可信區間0.666到0.825),初次生育年齡(p < 0.001, OR0.54, 95%可信區間0.480到0.607),居住地(p < 0.001或0.79,95%可信區間0.712到0.872),接觸的媒體(p < 0.001或0.71,95%可信區間0.647到0.768),宗教(p < 0.001或1.47,95%可信區間1.277到1.690),丈夫的欲望更多兒童(p < 0.001或1.60,95%可信區間1.428到1.784),婦女(p < 0.001或1.19,95%可信區間1.075到1.3)和財富指數(p < 0.001, OR1.61,(95% CI 0.435 ~ 1.796)被發現是已婚婦女CEB數量的統計顯著決定因素。女性CEB數與自身受教育程度(p<0.001)和丈夫受教育程度(p<0.001)呈負相關。
結論在18歲以前結婚、穆斯林、文盲、生活在農村地區、20歲以前生第一胎、沒有接觸媒體和丈夫想要更多孩子的婦女中，CEB似乎更高。
- 公共衛生
- 人口統計學
- 統計與研究方法
數據可用性聲明
數據可以在一個公共的、開放訪問的存儲庫中獲得。我們使用來自人口與健康調查(DHS)計劃的輔助數據。這些數據可在網上獲得https://dhsprogram.com/data/available-datasets.cfm．
這是一篇根據知識共享署名非商業(CC BY-NC 4.0)許可發布的開放獲取文章，該許可允許其他人以非商業方式分發，重新混合，改編，構建此作品，並以不同的條款授權其衍生作品，前提是正確引用原始作品，提供適當的信譽，指出任何更改，並且非商業性使用。看到的:http://creativecommons.org/licenses/by-nc/4.0/．
數據來自Altmetric.com
本研究的優勢和局限性
通過混合建模方法考慮聚類效應，以避免誤導性推論，從而對結果進行有效解釋。
分析兩組最新的具有全國代表性的數據有助於對孟加拉國社會進行廣泛的比較，並提供了決定已婚婦女生育子女的重要因素。
由於使用二手數據集，我們在選擇統計分析暴露變量的自由上受到限製。
介紹
曾經出生的兒童人數(CEB)的定義是孟加拉國15-49歲已婚婦女的活產人數。1行政首長協調會是人口動態的重要決定因素之一，因為它決定著世界上任何國家人口的規模、結構和組成。它不僅是人口增長的原因，也是決定人口年齡構成變化的關鍵因素。2 3
婦女的行政首長性腦電波頻率是衡量她們一生中生育經曆的一個指標。據報道，婦女的生育決定主要受到她們的教育和城市化的影響。4還注意到，發現母親的年齡組、居住地、行政區劃和接觸大眾媒體與已婚婦女的子女數量有很大關係。5完成中等或更高教育水平的女性比其他女性生育更多孩子的可能性更小。4 6 7此外，孟加拉國婦女的結婚年齡和財富指數都對她們的行政首長級人數有顯著的負麵影響。8與其他直接決定因素相比，孟加拉國婦女使用避孕藥具在降低生育率趨勢方麵也發揮了更重要的作用。9日10孟加拉國婦女生育的主要負責因素是她們的就業狀況和糧食安全。11隻有女兒的女性有重男輕女的傾向，所以與那些已經有兒子的女性相比，她們更有可能有更多的CEB。12
孟加拉國婦女的子女數量隨著年齡的增長而增加，但隨著她們自己和丈夫的教育水平和財富指數的提高而下降。1 13 14晚婚、避孕方法的使用、人工流產和連續生育間隔是低出生率的潛在人口統計學決定因素。15據報告，婦女第一次生育的年齡、避孕方法的使用、婦女及其丈夫的教育程度、宗教和財富指數與她們的行政首長級人數有顯著的關係。16
預計到2053年，孟加拉國總人口將達到1.978億，17對於政府來說，這聽起來令人擔憂，因為它要確保人們的基本需求，比如食物、衣服、住所、教育和醫療。因此，自2012年以來，有關部門一直在研究控製人口增長率的方法。在這種背景下，政府試圖通過宣傳生育口號“不超過兩個孩子，一個更好”來控製活產數量，2019年，這一口號在孟加拉國已婚婦女中進一步修改為“無論是男孩還是女孩，兩個孩子就足夠了”。18
2014年和2017-2018年孟加拉國人口與健康調查(BDHS)中存在地理集群。在數據中，女性是聚類的，這就導致受試者之間可能存在相關性，即由於聚類而產生的相關反應。在以前分析孟加拉國已婚婦女的CEB數據的研究中，聚類效應完全被忽視了。1 16在分析CEB數據時忽略聚類效應可能會產生誤導性推論，並對分析結果提供不正確的解釋。因此，考慮到生育口號和聚類效應，本研究試圖利用2014年BDHS和2017-2018年BDHS的聚類數據，調查孟加拉國已婚婦女CEB的決定因素。在本研究中，通過混合邏輯回歸(MLR)建模方法和通過廣義線性混合模型(GLMM)框架將隨機效應和固定效應結合起來，彌補了分析誤差。本研究還旨在比較最近兩次連續BDHS調查的分析結果。
材料與方法
數據和研究設計
我們使用聚類數據來調查孟加拉國CEB的潛在決定因素，這些數據來自最新的國家代表性BDHS 2017-201819和BDHS 2014。20.BDHS 2017-2018采用了兩階段分層抽樣設計，其中8個行政區劃(BDHS 2014為7個)中的每一個都被視為地層。第一階段，采用與抽樣區大小概率成比例的方法，選取了675個(2014年BDHS為600個)抽樣區，其中城市抽樣區250個(2014年BDHS為207個)，農村抽樣區425個(2014年BDHS為393個)。然後在所有選定的地區編製了一份完整的家庭清單，並用作第二階段的抽樣框架。這一階段的抽樣是通過係統抽樣設計進行的，平均每個ea選擇30個家庭。最後，調查共選取20 250戶(2014年BDHS為1.8萬戶)和20 100名(2014年BDHS為17 893名)15-49歲育齡婦女進行訪談。有關調查數據的詳細資料，請瀏覽https://dhsprogram.com/data/available-datasets.cfm．
包括在研究中的參與者和變量
為了調查孟加拉國CEB的潛在決定因素，我們在本研究中刪除失蹤病例後，考慮了15 924名(2014年BDHS中為14 119名)育齡15 - 49歲的已婚婦女。該研究還排除了孟加拉國奉行“不超過兩個孩子，一個更好”生育口號的零胎率婦女。孟加拉國婦女的行政首長人數被視為二元反應變量。更準確地說，是CEB的二進製指標，編碼為0= 1-2;並以1=3名或更多兒童作為結局變量。各種社會經濟和人口屬性被視為暴露變量，如婦女的初婚年齡、第一次生育年齡、行政區劃、居住地類型、宗教、戶主、婦女及其丈夫的教育程度、丈夫想要更多孩子的願望、賦予婦女權力、使用避孕方法、財富指數、非政府組織的成員資格和對大眾媒體的接觸。
為了進行分析，從目前的調查數據中無法直接找到有關這些變量的所需信息。在這種情況下，我們將相關變量結合起來，以創造新的感興趣的變量，如媒體曝光率、非政府組織成員資格和婦女賦權。如果一名婦女報告自己在以下三個條件中的任何一個條件下作出決定:探望家庭成員或親戚、購買主要家庭用品、個人和兒童保健，那麼就構成賦予婦女權力。一名婦女如果參與下列任何組織，即孟加拉國農村發展委員會、格萊瑉銀行、Proshika、社會發展協會、孟加拉國農村發展委員會或母親俱樂部，也被認為是非政府組織成員。然而，在最新的BDHS 2017-2018年數據中缺少這些變量的數據，因為孟加拉國的非政府組織活動顯著減少。其中一個原因可能是政府提供的設施比非政府組織多。如果婦女每周至少看一次電視或聽一次廣播或讀一次雜誌或報紙，就被認為接觸了大眾傳媒。變量“宗教”衡量了受訪者的宗教信仰，並將其分為兩類(穆斯林和非穆斯林)。這些婦女被認為是穆斯林，隸屬於伊斯蘭教;其他人(印度教、佛教和基督教)則被視為非穆斯林。
模型
為了對本研究中使用的CEB聚類數據的二元響應進行建模，可以在廣義線性模型(GLM)框架的背景下開始使用邏輯回歸(LR)。21日22然而，GLM在建模聚類數據方麵有局限性，因為它假設獨立，不能適應受試者(女性)之間的相關性。在這種情況下，glmm設置上下文中的MLR是通過向GLM的線性預測器引入隨機效應來進一步擴展的，該線性預測器對受試者之間可能的相關性進行建模。23
讓
是二元響應
,一個
的固定協變量向量
女人
集群(EA)，其中
和
．如果
相關響應的向量是
然後聚類來分析這些相關數據，可以在回歸模型中加入隨機效應來解釋CEB數據由於聚類而產生的相關性。MLR模型是分析二元響應數據的常用選擇，是最流行的GLMM模型。在GLMM框架中，該模型考慮分對數鏈接和模型規範可以寫成
其中g是分對數鏈接功能,
是條件期望，
是隨機效應嗎
集群和
是
回歸參數的列向量。隨機效應
假設是正態分布，均值和方差為零
．
由於響應向量和隨機效應的聯合分布是完全確定的，我們使用基於似然的迭代加權最小二乘(IWLS)估計算法。在這個框架下，我們的目標是估計β和
，可通過最大化似然函數得到23
集群內相關係數
可以通過使用方差分量來計算嗎
作為24
此外，我們進行了似然比檢驗(LRT)進行檢驗
通過使用卡方與GLMM中的隨機效應相關聯
檢驗統計量。25
赤池信息準則(AIC)26是一種常用的模型選擇準則，它是基於似然的具有漸近性質的極大似然估計量。AIC最小的模型被認為是數據分析的最佳模型，由
在哪裏
是對數似然，
為估計模型參數的向量，
是數據集，p是β的維數。比值比(OR)是通過將個體回歸係數取冪來計算結果的解釋
在哪裏
是
估計的回歸參數。
病人及公眾參與
在這項研究中，患者和公眾的參與沒有直接關係。使用BDHS 2017-2018和BDHS 2014的二次數據(在線免費獲取)，其中調查問卷基於MEASURE DHS模型問卷。在孟加拉國的八個行政區劃進行了具有國家代表性的調查，涉及育齡婦女。
結果
表1(右圖:BDHS 2017-2018)顯示，在孟加拉國，近四分之三的女性(74.9%)在法定初婚年齡(至少18歲)之前結婚。大多數婦女(80.7%)在20歲或以下生育第一胎。調查參與者來自孟加拉國所有八個行政區劃或地區。來自達卡、巴裏薩爾、吉大港、庫爾納、拉傑沙希、朗布爾、錫爾赫特和邁門辛格的女性的分區百分比分別為14.6%、11.0%、14.6%、13.1%、12.6%、12.3%、10.7%和11.0%。63.8%的婦女來自農村，36.2%來自城市。絕大多數參與者是穆斯林女性(90.0%)，而隻有10.0%的女性是非穆斯林。大多數(88.2%)婦女生活在男戶主家庭，隻有11.8%的婦女生活在女戶主家庭。
參加研究的婦女中有很大比例(15.0%)是文盲，即沒有受過教育，隻有12.9%的婦女受過高等教育。在受訪者中，32.3%和39.8%的女性分別受過初等教育和中等教育。此外，她們的丈夫中有21.4%是文盲，17.0%受過高等教育。丈夫受教育程度為初等(32.1%)和中等(29.5%)的比例幾乎相同。據觀察，88%的男性不想要更多的孩子，或者不支持或不想要更多的孩子。表1還表明，大多數女性沒有被賦予權力(83.8%)，隻有16.2%的女性被賦予權力。在所有答複者中，64.5%的婦女使用避孕方法，35.5%的婦女沒有使用避孕方法。富裕家庭的女性所占比例(42.3%)高於貧困家庭(38.2%)和中產家庭(19.5%)。在孟加拉國，超過50%(54.9%)的婦女接觸過大眾媒體。在BDHS 2017-2018中沒有發現非政府組織成員的數據，盡管該變量在BDHS 2014中可用。大多數女性沒有參與任何非政府組織活動(74.1%)，而其餘(25.9%)參與了此類活動(左圖:BDHS 2014)。
表2概述了孟加拉國15-49歲育齡婦女參加行政首長會議的頻率和百分比分布情況。在最新的2017-2018年BDHS中，孟加拉國有42.1%(2014年BDHS中為43.3%)的已婚育齡婦女有三個或更多CEB。由此可見，57.9%(2014年BDHS為56.7%)的育齡婦女符合孟加拉國生育口號“不超過兩個孩子，一個更好”的標準。
雙變量分析的結果總結於表3．在2017-2018年的BDHS中，育齡組(15-49歲)的已婚女性中，18歲之前首次結婚的女性中有47.0%的人有三個或更多的CEB，而18歲或以上結婚的女性中這一數字要小得多(27.5%)。正如預期的那樣，在18歲之前首次結婚的婦女比在18歲或更晚結婚的婦女擁有三個或更多的行政首長。孟加拉國婦女的初婚年齡與她們較高的CEB頻率顯著相關(p<0.001)。
在所有育齡婦女中，20歲或以下首次生育的婦女有三個或更多孩子的比例(46.4%)高於同齡婦女(24.1%)。發現孟加拉國婦女頭胎年齡與CEB數量有統計學意義(p<0.001)。在孟加拉國，婦女之間的區域差異與她們的CEB數量密切相關(p<0.001)。擁有三個或三個以上行政首長的婦女百分比在錫爾赫特省最高，相應的數值在庫爾納地區最低。在生育年齡組中，農村地區婦女擁有三個或三個以上行政首長的比例(45.7%)高於城市地區婦女(35.6%)。在孟加拉國，婦女的居住地類型(p<0.001)也與她們的CEB頻率顯著相關。從表3(右圖:BDHS 2017-2018)可以看出，15-49歲的穆斯林女性中有43.4%有三個或三個以上的孩子，而非穆斯林女性的相應值為30.2%。孟加拉國婦女的宗教信仰(p<0.001)與她們的行政首長會議數目密切相關。男性戶主家庭(42.2%)和女性戶主家庭(41.4%)育有三個或三個以上子女的婦女所占比例相似。在孟加拉國婦女中，基於性別的戶主數量在統計上不顯著(p=0.511)。
女性(p<0.001)及其丈夫(p<0.001)的受教育程度與他們的CEB數量密切相關。擁有三個或三個以上行政首長級別的婦女隨著她們自己和她們丈夫的教育水平的提高而呈下降趨勢。然而，擁有三個或更多CEB的女性比例在丈夫想要更多孩子的女性中(57.0%)比丈夫想要更多孩子的女性(40.1%)更高。丈夫想要更多孩子的意願(p<0.001)也與孟加拉國婦女CEB的數量顯著相關。
婦女賦權(p<0.001)與她們的行政首長會議數量密切相關。擁有三個或三個以上行政首長職位的育齡婦女在獲得授權的婦女中所占比例(46.6%)略高於沒有獲得授權的婦女(41.2%)。據觀察，擁有三個或更多行政首長的婦女比例隨著財富指數水平的增加而減少，婦女的這一指數(p<0.001)與孟加拉國的行政首長數量密切相關。在孟加拉國，發現婦女接觸大眾媒體對其CEB頻率有統計學意義(p<0.001)。與沒有接觸大眾媒體的女性相比，接觸大眾媒體的女性患三種或更多CEB的可能性更小。
在BDHS 2017-2018中，避孕方法的使用在統計學上不顯著(p=0.654)，而在BDHS 2014中，15-49歲育齡婦女使用避孕方法的情況顯著(p<0.001)。從2014年的BDHS中可以明顯看出，擁有非政府組織成員的女性擁有三個或更多孩子的比例高於其他女性。婦女的非政府組織成員資格與她們參加行政首長協調會的頻率密切相關(p<0.001)。
為了找到孟加拉國婦女患CEB數量較高的潛在決定因素，我們使用了多變量分析，考慮了在雙變量分析中發現對CEB數量具有統計意義的選定變量(表3)。我們分別在GLMs和glmm框架下擬合了LR和MLR模型。結果總結包括估計方差成分
，簇內相關
， LRT和赤池的信息準則(AIC)值表4．通過計算方差膨脹因子(variance inflation factor, VIF)檢驗了模型中的多重共線性問題，發現各解釋變量之間沒有顯著的相關性(1
logistic回歸(LR)和混合logistic回歸(MLR)的模型選擇準則AIC (Akaike’s Information criterion)，估計方差分量(
)，簇內相關性(ρ)與χ2和似然比檢驗的p值
結果表明，MLR模型(BDHS 2017-2018: AIC=18 157.13, BDHS 2014: AIC=16 248.06)的AIC值明顯低於LR模型(BDHS 2017-2018: AIC=18 220.85, BDHS 2014: AIC=16 310.08)。另外，值
與MLR相關的隨機效應為0.12。對於孟加拉國婦女CEB數據建模，發現MLR模型中隨機效應的貢獻具有統計學意義(p<0.001)。更確切地說，從不同分類中得到的婦女之間的差異與孟加拉國婦女的行政首長人數密切相關。還可以看出，15-49歲女性CEB聚類數據的聚類內相關係數值分別為0.03 (BDHS 2017-2018)和0.04 (BDHS 2014)。因此，為了分析與聚類數據的CEB相關的因素，與LR相比，MLR是最合適的建模技術。
對CEB聚類數據進行多變量擬合得到的多變量分析結果總結於表5．在BDHS 2017-2018中，在法定年齡18歲或以上結婚的育齡婦女比在18歲以下結婚的育齡婦女更不可能(or 0.74, 95% CI 0.666至0.825)有三次或更多CEB。女性初婚年齡與她們較高的CEB數量密切相關(p<0.001)。
發現女性首次生育的年齡(p<0.001)與CEB數量較高有高度顯著性關係。20歲以上生育第一個孩子的女性(OR 0.54, 95% CI 0.480至0.607)與同行相比，生育三個或更多CEB的可能性也更低(BDHS 2017-2018)。可以觀察到，來自Barisal (p<0.001, OR 1.50, 95% CI 1.248至1.798)、吉大港(p<0.001, OR 1.87, 95% CI:1.579至2.205)、Sylhet (p<0.001, OR 1.73, 95% CI 1.441至2.077)和Mymensingh (p=0.003, OR 1.31, 95% CI 1.096至1.576)的15-49歲女性在統計學上具有高度顯著性，比來自達卡地區的女性更有可能患有三次或更多CEB。來自城市地區的婦女比農村婦女更不可能(OR 0.79, 95% CI 0.712至0.872)有3個或更高的CEB。在育齡婦女中，居住地與她們是否有三個或更多CEB有統計學意義(p<0.001)。
正如預期的那樣，孟加拉國婦女的宗教地位與她們的行政首長人數密切相關(p<0.001)。更準確地說，穆斯林女性患三個或更多CEB的可能性是非穆斯林女性的1.47倍(OR 1.47, 95% CI 1.277至1.690)。孟加拉國15-49歲婦女的教育狀況(p<0.001)也對CEB的數量有顯著影響。與沒有受過教育的母親相比，受過初等教育(or 0.43, 95% CI 0.384至0.485)、中等教育(or 0.16, 95% CI 0.138至0.178)或更高教育(or 0.07, 95% CI 0.060至0.090)的母親患三次或更多CEB的可能性分別為57%、84%和93%。在2017-2018年的BDHS中，可以看到，與丈夫不識字的女性相比，丈夫受教育程度不斷提高的女性擁有三個或更多CEB的可能性也更小。然而，在2014年的BDHS中，發現丈夫的受教育程度較高，統計學上不顯著(p=0.356)。
此外，丈夫想要更多孩子的女性(p<0.001, OR 1.60, 95% CI 1.428至1.784)比丈夫有三個或更多CEB的可能性更大。我們還觀察到表5在孟加拉國，婦女賦權(p<0.001)與她們擔任行政首長的人數密切相關。然而，令人驚訝的是，被授權的女性(OR為1.19,95% CI為1.075至1.310)擁有更高CEB的可能性是未被授權女性的1.19倍。這可能是因為孟加拉國穆斯林婦女的宗教信仰。孟加拉國婦女的財富指數(p<0.001)與她們擔任行政首長的人數密切相關。
育齡婦女的大眾媒體暴露(p<0.001)與她們的CEB數量密切相關。我們觀察到，在接觸媒體的女性中，有三個或更多CEB的比例比她們的同行低29% (or 0.71, 95% CI 0.647至0.768)。此外，在2014年BDHS數據的多變量分析中，變量:非政府組織成員(p<0.001)和避孕方法的使用(p=0.046)被發現具有統計學意義。雖然預計有非政府組織成員的婦女生育率會比其他婦女低28令人驚訝的是，我們在分析中觀察到相反的方向。她們可能會以子女較多為由，向非政府組織索取更多的經濟利益。
討論與結論
本研究試圖估計CEB的數量，並利用MLR模型找出其在已婚婦女中的潛在決定因素，考慮到聚類效應，並牢記孟加拉國的生育口號“無論是男孩還是女孩，兩個孩子就足夠了”。我們使用了從BDHS 2014和BDHS 2017-2018中提取的最新集群CEB數據。
研究結果顯示，15-49歲育齡婦女中，3次及以上CEB的比例為42.1%。自然地，那些在青少年時期結婚(18歲之前)並且在20歲之前生第一個孩子的女性比其他人有更多的孩子。第一次結婚的年齡和婦女的第一次生育被發現是CEB的重要決定因素。5 8 16研究結果顯示，18歲或更晚結婚、20歲以後才生第一個孩子的女性患CEB的可能性更小，此前的研究也發現了類似的結果。8 16 29 30在我們的研究中，我們觀察到城市女性比孟加拉國農村地區的女性更不可能生育更多的孩子。5日31日值得注意的是，城市婦女相對更關心使用避孕方法，而農村地區缺乏避孕方法，而且農村婦女往往早婚。在孟加拉國，婦女的宗教地位也與較高的兒童數量密切相關。穆斯林女性比其他女性更有可能生育更多的孩子。11 16 32
已婚女性的CEB數量與其受教育程度呈負相關，我們的研究也發現了類似的情況。受過教育的女性比其他女性生育更多孩子的可能性更小。1 4 6 16 31 33-37一個原因可能是受過教育的婦女對自己的懷孕更有意識，可能會拒絕未成年結婚，並可以考慮有效地使用避孕措施。在孟加拉國，丈夫的正規教育也被證明是生育率的一個潛在決定因素。此外，還發現孟加拉國婦女以丈夫、財富指數和大眾媒體曝光率衡量的生育更多子女的意願與她們的行政首長會議數目有很大關係。1 5 6 11 16在本研究中，我們觀察到被授權的女性CEB的頻率明顯更高，然而，之前的一些研究報告了正相關和負相關的關係。38-41避孕方法的使用在統計上不顯著，而這在文獻中是顯著的。9 10 42
根據研究結果，我們建議應製定有效的方案，重點是提高經常被束縛或被迫結婚並在很小的時候就生下第一個孩子的文盲穆斯林婦女的認識，使她們更加意識到她們患CEB的頻率較高以及危及生命的妊娠並發症的後果。這些方案需要成為進一步研究的主題。孟加拉國有效的方案肯定能控製行政首長的數目，降低嬰兒和產婦的發病率以及死亡率。
數據可用性聲明
數據可以在一個公共的、開放訪問的存儲庫中獲得。我們使用來自人口與健康調查(DHS)計劃的輔助數據。這些數據可在網上獲得https://dhsprogram.com/data/available-datasets.cfm．
倫理語句
患者同意發表
倫理批準
本文不包括任何作者進行的人類參與者的任何數據。孟加拉國人口與健康調查(BDHS)得到了ICF宏觀機構審查委員會和孟加拉國醫學研究理事會國家研究倫理委員會的批準。受訪者在訪談前已就本次調查作出書麵同意。在公布數據之前，所有調查參與者的身份都是不確定的。在這項研究中，我們使用了國土安全部網站上免費提供的二手數據:https://dhsprogram.com/data/available-datasets.cfm．
致謝
作者感謝孟加拉國人口與健康調查機構免費提供他們的數據。作者還要感謝孟加拉國達卡薩瓦市賈漢吉爾納加爾大學統計係;孟加拉國達卡大學統計學係和統計研究與培訓研究所;以及澳大利亞南昆士蘭大學衛生、工程和科學學院(HES)提供技術支持。作者還感謝澳大利亞南昆士蘭大學高等學位研究英語語言顧問Barbara Harmes博士對手稿的語言使用和語法進行了徹底的編輯。
參考文獻
腳注
貢獻者AR, ZH和EK概念化想法並設計研究，AR和ZH分析數據並撰寫草稿;MLR和EK提供了智力上的評論，並與AR和ZH共同修改了手稿。所有作者都認可了手稿的最終版本。ZH負責對稿件的整體內容做保證人。
資金這組作者還沒有從公共、商業或非營利部門的任何資助機構為這項研究宣布具體的資助。
相互競爭的利益沒有宣布。
病人及公眾參與患者和/或公眾沒有參與本研究的設計、實施、報告或傳播計劃。
出處和同行評審不是委托;外部同行評審。