本研究是對印度尼西亞最新的人口與健康調查的二次數據分析。印尼國家統計局與國家人口和計劃生育委員會、印度尼西亞衛生部和ICF國際合作，定期開展IDHS。 25對其質量的研究表明，國土安全部具有全國代表性，幾乎沒有係統性偏見的證據。 26

數據收集於2012年5月7日至7月31日。參與者的選擇采用兩階段分層抽樣設計。初級抽樣單位是人口普查區，每個人口普查區住戶的完整名單成為第二階段抽樣的基礎。共選取46024戶為樣本。在44 302個被占領的家庭中，45 607名15-49歲的婦女成功地接受了采訪，回複率為96%。

婦女問卷包括關於該婦女的背景特征和她5歲以下的孩子的問題，並為這些孩子收集了免疫和健康數據。該數據集記錄了每位受訪女性在調查前5年內出生的每個孩子。獲得了18 021名兒童的數據。

分析的結果變量是兒童的免疫狀態。關於免疫狀況的信息從兩個來源收集:向訪談者出示的健康卡或健康簿，如果無法獲得，則從母親的報告中收集。85.77%的時間可用健康卡或健康書。

結果變量被分類為“完全免疫”，如果他們接受了完整的常規免疫計劃，否則“未免疫”，無論信息的來源。常規免疫是指計劃在12個月齡前接種三劑百白破疫苗、四劑小兒麻痹症疫苗、一劑麻疹疫苗、一劑Calmette-Guérin芽孢杆菌(卡介苗)疫苗和四劑乙型肝炎疫苗。 11已接受全麵免疫接種的兒童比例確定了免疫覆蓋率。 27

在少數情況下，如果沒有健康卡，母親表示不知道免疫狀況(1.51%)，則認為孩子沒有完全免疫。母親回答“不知道”的事實很可能反映出孩子沒有完全免疫 12 28而且更符合“未免疫”的範疇。

自變量的選擇基於文獻綜述和數據集中可用的變量。22個自變量被確定為潛在因素和安徒生行為健康模型 13作為框架，將這些因素分為三大類:外部環境、誘發因素和使能因素( 圖1)．該模型通常用於檢查與衛生服務使用有關的因素，包括免疫接種。 21日29日

易感特征包括人口因素、教育程度和職業等社會結構以及涉及與健康有關的知識和行為的健康信仰。 13賦能資源與使個人能夠使用保健服務的個人和社區支助有關，反映在收入水平、保險覆蓋範圍和可能影響個人獲得保健服務的其他因素上。 13最後，外部環境包含更廣泛的健康社會和環境決定因素。 13

根據文獻對連續變量進行分類和分類變量的描述。孩子的年齡(12-59個月)以1歲為間隔進行分組。同樣，母親的年齡(15-49歲)按5年間隔分組。孩子的出生順序和家庭規模也根據以前發表的文獻進行分組。

IDHS協議後, 25家庭財富指數是根據家庭設施和資產(收音機、電視、冰箱、自行車、摩托車或汽車)和居住特征(電力、地板、屋頂、水源、廁所設施和睡眠安排)構建的。從最窮到最富，它被分成五等分。在缺乏家庭收入或支出的直接信息的情況下，財富指數被認為是衡量家庭收入水平的有力指標。 30.保險範圍包括通過社會保障或地方政府提供的任何健康保險，由雇主提供，私人購買或其他保險。產前護理是指在懷孕期間由熟練的保健人員或傳統接生員提供的任何與懷孕有關的護理，而不論提供者的類型和探訪次數。同樣，產後護理是指在孩子出生後2個月內由熟練的保健人員或傳統助產士進行的任何檢查，而不論提供者的類型和探訪次數。

印度尼西亞的33個省被分為6個以島嶼為基礎的地區。 25將分娩地點分為三類:家庭、公共衛生機構和私人衛生機構。公共衛生機構包括公立醫院、公立診所、保健中心、村保健站和接生站。私人保健機構包括私人醫院、私人診所、婦產醫院、產科之家以及產科醫生、全科醫生、護士、助產士和鄉村助產士的私人診所。

原始數據集包括18 021名0-59個月的兒童，分布在1840個CBs中。為了分析的目的，我們排除了3620名1歲以下的兒童，因為他們的年齡不足以在印度尼西亞接受完整的常規免疫接種計劃。因此，最後的樣本包含了來自1832個CBs的14401名兒童。從中，我們有656名兒童(4.6%)因為在調查時已不在人世而失去免疫狀態，留下13 745名兒童(95.4%)的完整觀察結果。由於缺失值較少，我們使用完整的案例分析，不需要敏感性分析。

采用STATA V.14軟件進行數據分析。頻率和百分比用於報告兒童的基線特征。進行交叉表格，以顯示不同類別的免疫狀況的比例。作為結果變量的免疫狀態被編碼為0表示“完全免疫”，1表示其他“未免疫”。

采用單因素分析分別評估各自變量對結局變量的影響。評估了排序組間的趨勢檢驗。然後選擇單變量p值小於0.2的變量作為多變量分析的候選變量。

在考慮聚類的同時，使用多層次邏輯回歸來估計多變量背景下的免疫狀態。利用殘差進行模型擬合。多變量分析采用兩層模型(即，兒童嵌套在CBs中)。這是使用STATA V.14中的meqrlogit命令運行的，這是一種基於最大似然性和對缺失值的魯棒性的方法。同時評估了自變量和兒童未接種疫苗可能性之間的聯係。結果用校正OR表示，CI為95%。

來自1832例CBs的14401名兒童被納入分析。我們的結果顯示，12-59個月的兒童中隻有31.5%(95%置信區間30.7%至32.3%)在調查時進行了全麵免疫接種。樣本的基線特征在 表1．

這些孩子的平均年齡為30個月，按性別平分。其中超過一半是二胎到四胎。這些媽媽的平均年齡在25到29歲之間，在調查時幾乎所有人都結婚了。大多數家庭有5到9個家庭成員。

大多數母親都是中學畢業生。盡管父母受教育程度大致相當，但近一半的母親沒有工作。很大一部分母親每周至少接觸一次媒體，幾乎所有人都報告說，她們在調查期間不吸煙。

在賦能資源方麵，一半的兒童生活在最貧窮的家庭。此外，幾乎三分之二的兒童沒有醫療保險。雖然隻有一小部分兒童出生時沒有產前護理，但更多的兒童出生時沒有產後護理。近一半的兒童是在家中分娩的，盡管大多數母親報告說，距離衛生設施遠不是大問題。最後，大多數母親報告說，她們參與了自己和子女保健的決策過程。

每個自變量與未免疫的可能性之間的關係被逐一調查。結果顯示在 表2．

在我們的單變量分析中，地理區域是免疫覆蓋率的一個重要預測因子。獲得完全免疫接種的兒童中有三分之一生活在爪哇島，而馬魯古島和巴布亞島的覆蓋率最低。在馬魯古島和巴布亞島的兒童中，未接種疫苗的幾率幾乎是三倍(OR 2.80;95% CI 2.42 ~ 3.24)。相反，我們發現巴厘島和努沙登加拉的兒童未接種疫苗的可能性最小(OR 0.86;95% CI 0.75至0.99)。我們的單因素分析還表明，與城市兒童相比，農村兒童未接種疫苗的可能性明顯更高(OR 1.39;95% CI 1.30至1.50)。

盡管男女的覆蓋率大致相同，但兒童的年齡和出生順序與覆蓋率顯著相關。與最小的孩子相比，年齡較大的孩子更有可能未接種疫苗。年齡較大的兒童未接種疫苗的幾率在1.22至1.34之間。同樣，非第一胎出生的兒童未接種疫苗的幾率明顯更高。未接種疫苗的幾率隨著兒童年齡和出生順序的增加而增加(p<0.000)。

我們發現，調查時母親年齡在30-39歲的兒童不太可能未接種疫苗(OR 0.67;95% CI 0.50 ~ 0.90)。然而，在不同年齡組之間沒有明顯的趨勢。我們還發現，來自大家庭的孩子明顯更有可能未接種疫苗。可能性增加了8%至42%。隨著家庭成員數量的增加，兒童未接種疫苗的可能性增加(p<0.000)。

盡管他們的婚姻狀況不是覆蓋率的一個顯著預測因子，但父母雙方的教育程度與覆蓋率顯著相關。隨著父母受教育程度的提高，未接種疫苗的可能性降低(p<0.000)。因此，父母沒受過教育的孩子沒有接種疫苗的幾率最高。母親未受教育的兒童未接種疫苗的可能性至少是其他兒童的6倍(或6.14;CI 95% 4.41 ~ 8.53)。同樣，父親未受教育的孩子未接種疫苗的幾率為四倍以上(OR 4.49;95% CI 3.20至6.30)。

此外，父母的職業、母親對媒體的接觸和母親的煙草使用史與覆蓋率顯著相關。在所有職業群體中，父母從事農業的兒童未接種疫苗的幾率最高。母親從事農業的孩子未接種疫苗的可能性是其他孩子的2.6倍(或2.60;95% CI 2.20 - 3.07)，而父親從事農業的兒童未接種疫苗的可能性是父親的2.16倍(OR 2.16;95% CI 1.89至2.47)。關於母親接觸媒介的頻率，兒童未免疫的可能性隨著接觸媒介頻率的降低而增加(p<0.000)。最後，母親在調查前後吸煙的兒童未接種疫苗的幾率高87% (OR 1.87;95% CI 1.47至2.37)。

我們發現，隨著家庭財富指數的增加，未免疫的可能性降低(p<0.000)。因此，來自最貧困家庭的兒童未接種疫苗的幾率最高(OR 2.95;95% CI 2.63 ~ 3.31)。我們還發現，與有保險的兒童相比，沒有醫療保險的兒童明顯更有可能未接種疫苗(OR 1.38;95% CI 1.29至1.49)。

我們的單因素分析表明，產前和產後護理訪問是印度尼西亞覆蓋率的重要預測因素。我們的結果顯示，出生時沒有產前護理的兒童未接種疫苗的可能性至少是其他兒童的5倍(OR 5.29;95% CI 3.78至7.39)。同樣，那些出生時沒有經過產後護理的嬰兒沒有免疫的可能性要高出75%(或1.75;95% CI 1.60至1.90)。

在獲得衛生服務方麵，我們發現，在衛生機構出生的兒童與在家裏出生的兒童相比，未接種疫苗的可能性要低得多。具體來說，在公共衛生機構出生的兒童未接種疫苗的可能性最小(OR 0.40;95% CI 0.36 ~ 0.44)。此外，母親認為距離衛生設施太遠是一個大問題的兒童未接種疫苗的幾率要高出50% (OR 1.50;95% CI 1.33至1.68)。

在22個自變量中，孩子的性別和母親的婚姻狀況被排除在外。 表3總結了我們在剩餘20個自變量與未免疫可能性之間的多層次邏輯回歸分析的顯著結果。

在考慮了其他剩餘變量後，地理區域和居住地與覆蓋率顯著相關。生活在馬魯古島和巴布亞島的兒童未接種疫苗的可能性最高。居住在該地區的兒童未接種疫苗的可能性幾乎是居住在爪哇的兒童的兩倍(AOR 1.94;95% CI 1.42 ~ 2.64)。同樣，生活在蘇門答臘島的兒童未接種疫苗的幾率要高得多(AOR 1.51;95% CI 1.24至1.83)。相比之下，巴厘島和努沙登加拉的兒童不太可能未接種疫苗(AOR 0.71;95% CI 0.54 ~ 0.94)。與城市居民相比，生活在農村地區的人未接種疫苗的可能性也更小(AOR 0.82;95% CI 0.69 ~ 0.96)。

未接種疫苗的可能性在不同年齡組之間存在顯著差異。與年齡最小的兒童相比，年齡較大的兒童更有可能未接種疫苗。概率範圍為1.24 (95% CI 1.08 ~ 1.42) ~ 1.39 (95% CI 1.20 ~ 1.60)。在所有年齡組中，36-47個月的兒童未接種疫苗的幾率最高(AOR 1.39;95% CI 1.20至1.60)。

兒童的出生順序和家庭規模也與免疫狀況顯著相關。隨著孩子出生順序或家庭規模的增加，未接種疫苗的可能性也會增加。二胎未接種疫苗的可能性比第一胎高18% (AOR 1.18;95%可信區間1.03 - 1.35)，而第5個孩子未免疫的幾率高出68% (AOR 1.68;95% CI 1.28至2.19)。因此，來自大家庭的孩子沒有接種疫苗的可能性更大。那些生活在有10個或更多家庭成員的家庭中，未接種疫苗的可能性增加47% (AOR 1.47;95% CI 1.11至1.93)。

母親未受教育的兒童未接種疫苗的可能性至少是母親高中或高中以上學曆的兒童的兩倍(AOR 2.13;95% CI 1.22至3.72)。同樣，貧窮人群中未接種疫苗的幾率明顯更高(AOR 1.30;95% CI 1.06 - 1.59)和最窮(AOR 1.58;95% CI 1.26至1.99)。此外，那些沒有醫療保險的人更有可能沒有免疫(AOR 1.16;95% CI 1.04至1.30)。

在沒有產前或產後護理的兒童中，未接種疫苗的幾率明顯更高。出生時未進行產前護理的兒童未接種疫苗的可能性是其他兒童的三倍多(AOR 3.28;95% CI 2.09至5.15)。同樣，那些沒有產後護理的人沒有免疫的幾率高出50% (AOR 1.50;95% CI 1.34至1.69)。此外，與在家出生的兒童相比，在衛生機構出生的兒童不太可能未接種疫苗(AOR 0.55;95% CI 0.47 ~ 0.64)。此外，父母共同決定產婦保健，父親從事文書、服務和銷售工作的兒童未接種疫苗的可能性明顯較低(AOR 0.86;95% CI 0.76 ~ 0.96, AOR 0.82;95% CI分別為0.67 ~ 1.00)。

我們的研究首次調查了與印度尼西亞12-59月齡兒童常規免疫覆蓋率相關的因素，使用的數據來自2012年的IDHS。我們的分析顯示，隻有31.5%的兒童進行了完全免疫接種。在考慮了所有混雜因素後，有13個因素與印度尼西亞的低覆蓋率顯著相關:地理區域、居住地、孩子的年齡、孩子的出生順序、家庭規模、母親的教育程度、父親的職業、家庭財富指數、保險覆蓋率、產前護理、產後護理、孩子的分娩地點和產婦保健決策。

官員報告的覆蓋率水平與本研究發現的覆蓋率水平之間存在差異。2012年，印度尼西亞衛生部報告的覆蓋率為86.8%。 31因此，到2012年為止確定的人口安全調查的覆蓋率比官方報告所載的要低得多。

雖然我們的研究分析了橫斷麵調查數據，但官方報告使用了行政數據，這些數據通常用於評估低資源環境中的免疫覆蓋率。 32估計數的計算方法是將保健服務機構提供的劑量除以預期目標人口。 32 33雖然這很容易得到，但結果可能不可靠，特別是在符合年齡的兒童總數存在不確定性的情況下。 32 34

從行政數據和調查數據得到的估計數之間的差異在過去也有報告。 34-37行政估計往往高於從調查中得到的估計， 33我們的研究也觀察到了這一點。由於每項分析所包括的適齡兒童數量不同，行政估計和調查估計的比較變得更加複雜。 33根據行政數據估計的數據包括0-11個月的兒童，而調查通常包括59個月以下的兒童。 33 34衛生部報告的覆蓋範圍是0-11個月大的兒童，因為他們是有資格接受全套常規免疫接種的最年輕群體。例如，麻疹疫苗是接種計劃上的最後一種，從9個月大的嬰兒開始接種。然而，它可以在12個月大的時候使用。 38此外，還有針對3歲以下兒童的助推器運動和消除積壓的倡議，以及針對9-59個月兒童的其他補充免疫活動。這都是印尼常規免疫規劃的一部分。 38因此，根據行政數據進行的估計無法覆蓋常規免疫覆蓋的全部目標人口。這表明了監測係統的弱點，並突出了免疫接種數據質量保證的必要性。

在考慮了所有觀察到的混雜因素後，地理區域與覆蓋率顯著相關。我們分析中使用的六個地理區域代表了印度尼西亞的六個最大的島嶼。每個地區都有自己的人口密度、宗教信仰和政治狀況、經濟潛力和發展水平。我們的分析表明，馬魯古和巴布亞地區的兒童未接種疫苗的幾率最高。馬魯古和巴布亞地區位於印度尼西亞最東部，經濟貧困。它是衝突不斷的最大但最不發達地區。符合條件的兒童極有可能生活在無法獲得衛生服務的偏遠地區。因此，我們發現這些兒童沒有接種疫苗的可能性最高，這並不奇怪。我們的研究證實，地理差異可能導致覆蓋率低，特別是在人口眾多的發展中國家。 12印度也報告了類似的發現 38和尼日利亞。 14

據報道，城市兒童的免疫狀況比農村兒童好。 30.相比之下，我們的研究結果顯示，生活在農村地區的兒童不太可能未接種疫苗。盡管與農村地區相比，城市地區的衛生服務更好、更容易獲得， 28這一事實很可能掩蓋了城市貧困的程度。 30.據估計，發展中國家三分之一的城市人口實際上生活在貧民窟中。 39由於獲得保健服務的機會有限，生活質量差，城市兒童沒有接種疫苗的幾率肯定更高。不幸的是，我們缺乏信息來區分社會經濟地位較高的城市地區和貧民窟。這一領域的進一步研究有助於戰略規劃和資源分配。

我們的分析顯示，與年齡最小的兒童相比，年齡較大的兒童更有可能未接種疫苗。換句話說，出生年齡越晚，覆蓋率越高。這可能表明多年來免疫接種計劃的表現有積極趨勢。 40在調查之前的5年裏，印度尼西亞政府對免疫規劃表現出強烈的承諾。根據全球和國家對減少可預防的兒童死亡人數的承諾，中央政府對免疫方案的預算大幅增加。僅在2007年到2008年間，這一數字就增長了40%。 412010年，根據總統第1號和第3號指示，免疫規劃成為國家優先事項。 41關鍵績效指標之一是覆蓋率加快，在2007年至2012年期間覆蓋率逐漸增加。 11 41我們的研究結果表明，印度尼西亞的免疫政策發展可能在提高覆蓋率方麵發揮了作用。

隨著出生順序的增加，兒童未接種疫苗的可能性也會增加。一種可能的解釋是，由於多年來從以前的孩子那裏獲得經驗，父母可能對孩子的醫療保健產生了信心，從而可能忽視了免疫接種的重要性。 42 43相反，可能是第一個孩子對免疫產生了不良反應，導致父母相信免疫是有風險的。 43

一直以來，來自大家庭的孩子更有可能沒有接種疫苗。在許多發展中國家，家庭成員人數與健康狀況有關。隨著家庭成員數量的增加，他們得到的護理質量下降。 28日42這是因為有限的家庭資源分配得更稀疏，降低了每個家庭成員獲得的保健投資水平。

我們的數據顯示，母親沒有受過教育的兒童未接種疫苗的可能性至少是母親是高中畢業生的兒童的兩倍。這表明，產婦教育是印度尼西亞免疫覆蓋率的一個主要決定因素。最明顯的解釋是，識字和受教育程度有助於理解推薦的免疫接種時間表。 40這表明，改進方案以實現群體免疫的目標可能隻在短期內有幫助。它突出了對人力資本進行長期投資的必要性，特別是對印尼婦女的投資。 28

與專業人士的孩子相比，父親從事文書、服務或銷售工作的孩子不太可能未接種疫苗。這是出乎意料的，因為從事文書、服務或銷售工作的人通常社會經濟地位較低，他們可能很難獲得工作休假的許可，以便讓子女接種疫苗。 14盡管如此，我們的結果證實了之前在孟加拉國報告的類似聯係。 16從事專業工作的父親讓孩子完全接種疫苗的可能性要低得多，因為他們往往工作時間長，而且太過專注於孩子的醫療保健。

在許多國家，不論收入群體如何，財富是獲得保健服務的一個公認指標。我們的分析表明，來自較貧窮和最貧窮家庭的兒童更有可能得不到免疫接種。鑒於印度尼西亞的免疫接種服務是免費的，免疫接種的間接成本可能是相關因素。工作日的損失和交通費用可能會阻止父母讓他們的孩子接種疫苗。 44 45在沒有醫療保險的兒童中，未接種疫苗的可能性也更高。這是合理的，因為健康保險減輕了自付支出的負擔，包括免疫接種的間接費用。來自發展中國家的大多數研究報告說，健康保險對增加保健使用具有積極影響。 46

在沒有產前和產後護理的兒童中，未接種疫苗的幾率要高得多。出生時沒有產前護理的兒童未接種疫苗的可能性至少是其他兒童的三倍。同樣，未接受產後護理的兒童未接種疫苗的幾率增加50% (AOR 1.50;95% CI 1.34至1.69)。這一發現反映了母親在產前和產後護理期間收到的信息的重要性。他們的訪問可能使他們掌握了有關兒童免疫接種的必要知識。在印度尼西亞，建議在懷孕期間至少進行四次產前檢查。然而，這項服務一直沒有得到充分利用 29而錯過免疫覆蓋機會的負麵影響幾乎是肯定的。

在孩子的分娩地點和免疫接種率之間有顯著的關聯。與在家出生的兒童相比，在公共或私人衛生機構出生的兒童不太可能未接種疫苗。這很可能是因為在衛生機構出生的兒童在出生後立即接種了疫苗，或得到了接種疫苗的建議。此外，來自肯尼亞的一項研究表明，在家分娩或在沒有幫助的情況下分娩的婦女可能不信任現代醫學，更傾向於傳統療法。 47推而廣之，他們可能對兒童免疫接種持懷疑態度。 48

我們的分析還表明，在私立衛生機構出生的兒童，相對於在公共衛生機構出生的兒童，未接種疫苗的幾率更大(AOR 0.62;95% CI 0.54 ~ 0.72, AOR 0.55;95% CI分別為0.47 ~ 0.64)。在印度尼西亞，私人保健機構不從政府的保健資金中受益，盡管它們根據部長法令提供例行免疫接種。因此，私營保健機構沒有經濟上的動機來確保兒童得到充分的免疫接種。因此，加強對私營保健機構的部級法令的執行可能有助於提高免疫接種率。

父母共同決定產婦保健的兒童不太可能得不到免疫接種。這強調了家庭支持在使用保健服務方麵的重要性，證實了安徒生在其理論框架中概述的內容。 13母親的自主和父親參與決策過程的結合似乎是必不可少的。這表明，教育和讓父親參與的幹預措施可能有潛力提高免疫覆蓋率。 49

盡管我們的發現與來自其他中低收入國家的報告一致，但我們發現有幾個因素並不是印度尼西亞覆蓋率的顯著預測因素。盡管有來自印度的報道，但在印度尼西亞，兒童的性別並不影響報道。這與Antai在尼日利亞進行的研究一致 14和Adebiyi。 50似乎隻有當孩子來自一個性別不平等普遍存在的社會時，性別才能預測免疫接種狀況。 50我們還發現母親的年齡和孩子的免疫狀態之間沒有相關性。此前的研究報告稱，年輕母親和年長母親的孩子未接種疫苗的幾率都更大，這表明兩者之間存在u型關聯。 28然而，在我們的分析中，這種關聯可能會被其他共存變量的模式所緩解，比如孩子的出生順序和母親的教育水平。

據我們所知，這項研究首次確定了與印度尼西亞兒童常規免疫接種率相關的因素。我們使用了2012年IDHS數據集，這是最新的數據集。大樣本量使我們能夠同時分析許多潛在的預測因子。它還提高了我們的結果的有效性。此外，我們使用多級建模來說明數據的層次結構。我們也調整了我們的分析，以符合當地的情況，並作出可靠的估計。然而，我們的結果應該考慮到潛在的局限性。

與橫斷麵調查數據的其他二次分析一樣，在推斷社會經濟因素和免疫接種率之間的因果關係時應謹慎行事。此外，我們的數據源和分析的性質可能限製了可泛化性。有必要使用縱向數據驗證觀察到的關聯的有效性。

由於我們將母親的報告作為信息來源，有關兒童免疫狀況的信息存在偏見。因此，我們依賴於母親準確回憶孩子免疫狀態的能力。盡管如此，母親的報告被認為是在沒有健康卡的情況下，特別是在發展中國家，對覆蓋率的有效衡量。 51因此，我們認為我們對母親報告的依賴是合理的，不太可能給我們的研究帶來偏見。

本研究中包括的變量的選擇依賴於數據集中可用的信息。此前在中低收入環境中確定的其他潛在預測因素，如種族和宗教，在本研究中無法評估。調查中對原始回答的分類可能也影響了結果。

2012年IDHS通過兩階段分層抽樣設計選擇參與者。初級抽樣單位是CB，每個CB的完整住戶名單成為第二階段抽樣的基礎。然而，數據集中沒有家庭標識符，因為這可能危及參與者的匿名性。因此，我們隻能構建一個兩層模型(即兒童嵌套在CBs中)，而不能構建一個三層模型(即家庭中的兒童嵌套在CBs中)。我們認識到，生活在同一家庭的兒童可能具有相似的健康特征，這反映了父母特有的免疫知識或信念。 12然而，我們對作為父母特定知識或信仰代理的變量(例如，母親接觸媒體和母親吸煙史)的分析結果是微不足道的。因此，我們有充分的理由相信，這種限製不太可能對我們分析的有效性產生任何影響。

最後，根據兒童是否接受了完整的免疫計劃，我們將免疫狀態分為“完全免疫”和“未免疫”。雖然其他研究使用了三個不同的類別:完全免疫、部分免疫和完全未免疫，但我們對結果變量進行了二分，並沒有區分部分免疫和完全未免疫。這是因為我們的研究重點是與常規免疫接種覆蓋率相關的因素，即以完全免疫者為代表的完全接種推薦疫苗。印尼兒童部分免疫和完全未免疫的原因可能不同，未來的研究可能會解決這個問題。