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少女怀孕:母亲未成年生育和姐姐未成年怀孕对妹妹的影响

摘要

背景

少女怀孕的风险因素与许多因素有关,包括少女怀孕的家族史。这项研究调查了母亲的少女怀孕和姐姐的少女怀孕是否更能预测少女怀孕。

方法

这项研究使用了马尼托巴省卫生政策中心(MCHP)的可连接行政数据库。最初的队列包括17115名在1979年4月1日至1994年3月31日期间出生在马尼托巴省的女性,她们在该省至少待到20岁th生日,至少有一个姐姐,关键变量没有缺失值。倾向评分匹配(1:2)用于创建两个条件logistic回归模型的平衡队列;一项研究调查了姐姐十几岁怀孕的影响,另一项分析了母亲十几岁怀孕的影响。

结果

至少有一个姐姐怀孕的青少年在14 - 19岁之间怀孕的调整几率是姐姐没有怀孕的女性的3.38倍(99%置信区间为2.77-4.13)。如果母亲在20岁之前生了第一个孩子,那么她们的少女怀孕几率是19岁之后生第一个孩子的女性的1.57倍(99%可信区间1.30-1.89)。教育成就在16 - 19岁怀孕几率的亚人群中进行了调整。经过这一调整后,至少有一个姐姐有少女怀孕经历的少女怀孕的几率降至2.48(99%置信区间2.01-3.06),少女母亲的少女女儿怀孕的几率降至1.39(99%置信区间1.15-1.68)。

结论

尽管这两种情况都很显著,但姐姐的少女怀孕和妹妹的少女怀孕之间的关系要比母亲的少女怀孕和女儿的少女怀孕之间的关系强得多。这项研究有助于理解家庭中“谁对什么有影响”这个更广泛的主题。

同行审查报告

背景

与少女母亲有关的风险和现实已被充分证明,其后果从分娩开始,并伴随母亲和孩子的一生。

青少年生育对健康造成影响;儿童更有可能早产,出生体重较低,新生儿死亡率较高,而母亲患产后抑郁症的几率较高,开始母乳喂养的可能性较小[12].少女妈妈完成高中学业的可能性更小,生活在贫困中的可能性更大,孩子经常出现健康和发展问题[3.].了解了少女怀孕的危险因素是减少少女母亲率的先决条件。各种社会和生物因素影响青少年怀孕的几率;其中包括儿童和青少年,少女怀孕,行为和注意力问题,家庭不稳定的家族史,低教育成就[期间暴露于逆境45].

母亲和姐姐是家庭对少女怀孕的主要影响来源;这既有社会风险的原因,也有社会影响的原因。家庭成员既会影响个人对少女怀孕的态度和价值观,也会分担影响少女怀孕可能性的社会风险(如贫困、种族和缺乏机会)[67].如果姐姐是青少年母亲,那么妹妹生孩子的风险会显著增加,而青少年母亲的女儿则更可能成为青少年母亲[89].同时具有母亲和姐姐谁曾青少年生育经历的少女怀孕的几率最高,有一项研究报告的5.1的比值比(与那些谁没有家庭少女怀孕的历史相比)女孩[5].研究一致表明,有少女生育家族史的女孩本身有更高的少女怀孕和生育风险,但方法的复杂性导致“父母/孩子性交流和少女怀孕风险”的研究结果不一致[10.].一项关于家庭关系和青少年怀孕风险的研究发现,风险因素包括生活在贫困社区和家庭、有性活跃的哥哥姐姐和性虐待的受害者[10.].关于妹妹少女怀孕影响的研究大多局限于定性研究,使用的是美国少数民族青少年的小样本[511.].

To our knowledge, no previous studies have examined the impact of an older sister’s teenage pregnancy on the odds of her younger sister having a teenage pregnancy, and compared this effect with the direct effect of having a mother who bore her first child before age 20. By controlling for a variety of social and biological factors (such as neighborhood socioeconomic status, marital status of mother, residential mobility, family structure changes, and mental health), and the use of a strong statistical design—propensity score matching with a large population-based dataset—this study aims to determine whether teenage pregnancy is more strongly predicted by having an older sister who had a teenage pregnancy or by having a mother who bore her first child before age 20.

方法

设置

这项研究中,马尼托巴省的设置,一般是代表加拿大作为一个整体,中间排名几个健康和教育指标[12.13.].2011年人口普查时,大约有120万人居住在马尼托巴省,其中超过一半(783,247人)居住在温尼伯和布兰登这两个城市地区[14.].在曼尼托巴少女怀孕率超过国家;2010年在加拿大少女怀孕率分别为28.2%1000,马尼托巴省率为48.7 100015.].马尼托巴省2010年的少女怀孕率略低于英格兰和威尔士(54.6‰)和美国(57.4‰)[16.17.].

数据

马尼托巴人口健康研究数据库包含全省定期收集的个人数据(在一些文件中可追溯到1970年)、跨空间(以6位邮政编码记录居住地点)、每个家庭(每6个月记录家庭结构的变化)和每个居民的数据。健康变量从医生声明和医院摘要持续测量(只要个人留在马尼托巴省)[18.].

研究登记处确定每个省级居民的出生、到达和离开日期以及死亡信息,这些信息来自省级卫生登记处,并与人口统计文件相协调。考虑到每年约有16000例新生儿出生,随访(20年随访约74%)可与基于原始数据的最大队列研究相比较[19.].先前使用类似数据的研究表明,结果并不因个人离开该省或死亡而存在偏见。有关数据连接、保密性/私隐及所使用数据集的有效性的资料已在其他地方描述[20.- - - - - -22].儿童通过医院出生记录信息与母亲联系;基本上在所有案例中,母亲都被记录在案[23].姐妹被定义为拥有同一个生母。

该队列由谁是1979年4月1日至1994年3月31日之间出生在马尼托巴省的妇女,留在省内至少直到他们20th生日,至少有一个姐姐,关键变量没有缺失值。在这项研究中,少女怀孕被定义为年龄在14到19岁之间;14岁之前的怀孕被排除在外,因为这一数字较低,且与其他研究具有可比性。因此,至少有一个姐妹在14岁前怀孕的家庭(34个)被移除。为了解决独立的威胁,当一个家庭有一个以上的妹妹(两个以上的女儿),一个妹妹被随机选择。数字1图表显示被选中的17115人的选择轨迹——粗体方框表示所包括的队列。在14岁时,这组女孩中略高于85%的人与至少一个姐姐生活在同一个邮政区里。

图1
图1

群体选择

结果

少女怀孕被定义为在14岁至19岁(含14岁)之间至少有一次怀孕。怀孕被定义为至少一个住院的活产,稽留流产、宫外孕、流产,或宫内死亡,或至少一个医院手术手术终止妊娠,异位妊娠的手术切除,干预药物终止妊娠或分娩过程中。使用医院出院摘要数据库中的ICD-9-CM代码(2004年4月1日前诊断)、ICD-10-CA代码(2004年4月1日或之后诊断)和加拿大健康干预分类(CCI)代码确定妊娠状态[24].附录1介绍了用于确定怀孕状态的具体代码。

独立变量

感兴趣的独立变量是一个人的姐姐是否有少女怀孕(定义为所有的姐妹如上所述),以及一个人的母亲是否在20岁之前生下第一个孩子。

协变量

基于广泛的文献综述和数据库中信息的可用性,几个描述邻里、母亲和个人特征的关键变量被纳入[425].协变量测量妹妹14岁之前的生活特征。14岁时的社区社会经济地位由社会经济因素指数(SEFI)衡量(较高的SEFI得分对应较低的社会经济地位),该指数由马尼托巴省(加拿大统计局)传播区域生成[26].该指数综合了有关收入、教育、就业和家庭结构的邻里信息。这些社区通常包括400到700名城市居民,在农村地区则稍大一些。14岁时的社区位置分为城市(温尼伯和布兰登)、南部农村(南伊士曼、中部和阿西尼伯因地区卫生当局)和中部/北部农村(北伊士曼、因特莱克、帕克兰、诺曼、丘吉尔和burnwood地区卫生当局)。母亲的特征包括孩子出生时的婚姻状况。一个人的姐姐的数量也被计算在内。

从出生到13岁的三个时变协变量被纳入研究中——心理健康状况、居住流动性和家庭结构变化。这些变量可以在特定的时间点出现,它们出现的时间因人而异。心理健康是用约翰霍普金斯大学调整临床组(ACG)软件定义的;该软件将一年内的医疗和医院诊断分为27个主要扩展诊断集群(MEDCs) [27].如果在出生到13岁之间的1年内,个人接受的诊断属于“精神健康”医学诊断,该个人被归类为在13岁之前有精神健康问题。居住流动性是通过在出生到13岁之间至少一次居住移动(由6位邮政编码的变化定义)来衡量的。从出生到13岁之间,家庭结构至少有一项变化(父母离婚、死亡、结婚、再婚)被列为“家庭结构变化”。

受教育程度低与青少年怀孕风险增加有关[28].目前可用的最早的教育成绩衡量标准是九年级成绩指数(Grade nine achievement Index),它是基于莫斯特勒(Mosteller)和杜克(Tukey)利用注册档案、课程成绩和省级人口登记建立起来的一种技术[2930.].由于该队列中的一些个体在完成9年级之前经历了第一次怀孕,这个协变量仅适用于16岁之后第一次怀孕的女孩th对这些人群进行敏感性测试,以确定教育成就对感兴趣变量的影响程度。

分析方法

十几岁怀孕和姐姐在青春期怀孕或母亲在十几岁时生下第一个孩子之间的关系,被许多可衡量和不可衡量的特征所混淆。我们使用2:1的倾向评分匹配来调整这些混杂特征[31];每个病例匹配两个对照,因为这“将导致治疗效果的最佳估计[32)”。倾向评分匹配既可以同时调整若干混杂因素,也有助于诊断测试,以确定调整策略是否创建了可比较的暴露组(即,有或没有在青春期怀孕的姐姐的妇女在观察特征上是否相似)[31].Logistic回归模型被用来计算两种反应的倾向得分,一种是姐姐十几岁怀孕的预测概率,另一种是母亲在20岁之前生第一个孩子的预测概率。对于每个模型,我们用两种诊断方法研究了我们两组的可比性——一组有或没有姐姐有少女怀孕,另一组有或没有母亲在少女时期生下第一个孩子。核密度图证实,我们两组的倾向得分分布重叠[33];每个病例使用贪婪匹配匹配两个对照组[34].其次,匹配后,使用标准差和t检验评估协变量的余额。通过计算每个协变量在配对前后的病例和对照之间的标准化差异的t统计量来检验协变量平衡。两条垂直虚线之外的任何点都表示在该协变量上病例和对照组之间有统计学上显著的差异(在p= 0.05)(无花果。23.).

图2
figure2

检查姐姐少女怀孕状态的协变量平衡

图3
图3

检查母亲未成年母亲状态的协变量平衡

条件logistic回归分析匹配队列检验了姐姐的少女怀孕和母亲的少女生育对少女怀孕的影响。敏感性分析有助于评估无不可观察混杂因素假设的有效性,并评估不可观察协变量的影响有多大才能使我们的发现无效[3536].使用99%置信区间的下限(选择更保守)来确定未观察到的协变量必须达到的阈值,以消除观察到的关系。

结果

姐姐少女怀孕的影响

表格1显示协变量和结果变量的描述性统计。在有姐姐十几岁怀孕的女孩中,40.4%有过十几岁怀孕。这比没有姐姐怀孕的青少年怀孕率10.3%要高得多。

表1协变量和结果(姐姐少女怀孕)

总的来说,协变量符合社会分层理论[37].姐姐怀孕的青少年也更有可能是未婚母亲所生,母亲本身也是青少年母亲(43%对14%)。14岁时,姐姐少女怀孕的人中约有42%生活在马尼托巴省中部/北部的农村地区;在那些姐姐没有少女怀孕的人中,只有22%的人在14岁时住在这个地区。少女怀孕率较低与居住在相对繁荣的马尼托巴省南部有关。有少女怀孕的姐姐的个人更可能生活在社会经济地位较低的社区(14岁时SEFI得分较高),居住流动率较高(68%对59%)、家庭结构变化(28%对16%)和心理健康问题(19%对16%)。

在倾向评分匹配(图中所有变量)后。2)最终样本包括1873例患者和3746名对照者(1:2);共有1618例病例和9878名对照被排除在分析之外。计算匹配前后各协变量的T统计量,以检查协变量平衡;所有协变量在不匹配样本中显著不同,在匹配样本中平衡(图。2).

最后的条件logistic回归模型显示,姐姐有少女怀孕的女孩在20岁之前怀孕的几率是姐姐没有少女怀孕的女孩的3.38倍(99% CI 2.77-4.13)3.).

母亲的少女生育的影响

表格2显示协变量和结果变量的描述性统计。在有未成年母亲的女孩中,有39.4%的女孩在未成年时怀孕。这明显高于19岁以后生育第一个孩子的母亲的少女怀孕率(13.1%)。

表2协变量和结果(母亲的少女生育)

在倾向评分匹配(图中所有变量)后。3.),最终样本由1522例和3044例对照(1:2)组成;共有659例和11890例对照被排除在分析之外。计算每个协变量的T-统计量表明,所有协变量在不匹配样本中显著不同,在匹配样本中保持平衡(图。3.).

最终的条件logistic回归模型表明,母亲在20岁之前生第一个孩子的女孩在20岁之前怀孕的几率是母亲在19岁之后生第一个孩子的女孩的1.57倍(99%置信区间1.30-1.89)3.).因此,母亲在20岁之前生第一个孩子对少女怀孕的影响远小于姐姐少女怀孕的影响。

表3原始分析和附加分析的优势比

敏感性分析和局限性

第一个模型(检查姐姐的少女怀孕和妹妹的少女怀孕之间的关系)的置信区间在2.77到4.13之间,将较高的少女怀孕率归因于未测量的混杂因素,而不是姐姐的少女怀孕状态,这一协变量需要使少女怀孕的几率增加2.8倍以上,并成为少女怀孕的一个近乎完美的预测器。在第二个模型中(评估母亲的未成年生育和妹妹的未成年怀孕之间的关系),99%的置信区间为1.30到1.89;未观察到的协变量将需要产生更小的青少年怀孕几率的增加,以抵消这一发现。

尽管可链接的管理数据具有显著的优势,但缺乏一些重要的预测因素。马尼托巴省数据库最近增加了参与儿童和家庭服务(CFS)和父母使用收入援助的信息,但不包括这里使用的队列。虽然有一个十几岁的母亲和成为一个十几岁的母亲都与慢性疲劳综合症有关,但在2001年,不到2%的18岁以下的孩子得到了照顾[3839].一个亚群体可用(并适用)的变量是教育成就,它与CFS的参与和父母福利的使用高度相关[40].这两项新措施可能解释了少女怀孕的额外差异。附录2描述了该附加分析的队列和倾向评分匹配,并将这些结果与表中的原始结果进行了比较3.。教育成就是用九年级成绩指数(Grade 9 Achievement Index)来衡量的,这是一种考虑到九年级完成的课程数量和这些课程的平均分数的标准化衡量标准。在对教育成就进行调整后,至少有一个姐姐有过少女怀孕经历的少女怀孕几率降至2.48(99%置信区间2.01-3.06),少女母亲的少女女儿的相应几率降至1.39(99%置信区间1.15-1.68)。

讨论

不同的青少年怀孕率相似的姐姐有一个少女怀孕(40.4 / 100 - 10.3 / 100 = 30.1 / 100)对于那些20岁前母亲生下她的第一个孩子(39.4 / 100 - 13.1 / 100 = 26.3 / 100)。在对一系列变量的倾向评分进行匹配后,如果一个十几岁的孩子的姐姐有过十几岁的怀孕经历,那么她怀孕的几率要比她的母亲有过十几岁的怀孕经历的几率高得多。对于两个姐姐的未成年怀孕和母亲的未成年生育来说,这项研究中的几率比其他地方报道的要低;这可能是由于更大的样本量,更严格的方法,并包括重要的预测因素。

文献中对家族史的几项研究表明,姐姐对妹妹少女怀孕的几率影响最大。控制家庭社会经济地位、母亲养育方式和兄弟姐妹关系,与生有少女的姐姐在一起的青少年怀孕的可能性是姐姐的4.8倍青少年出生本身;如果姐姐和母亲都是青少年出生,这些几率增加到5.1[11.].四项较老的研究估计,姐姐怀孕的青少年怀孕率是姐姐怀孕的2到6倍[41].这项工作主要集中在美国的年轻黑人女性,并控制了有限的混杂因素(除了种族和年龄)。之前的研究都没有对姐姐少女怀孕的影响进行控制,不考虑母亲的少女生育或14岁之前的时变因素(心理健康、居住流动性、家庭结构变化);这项研究可能高估了姐妹青春期怀孕状况之间的关系。

通过基于社会学习理论、共享育儿影响和共享社会风险的方法,研究人员对姐姐少女怀孕和妹妹少女怀孕之间的机制进行了研究[41].班杜拉的社会学习理论表明,“大多数人的行为是通过模拟观测上获悉:从观察他人一个形式的新如何执行行为的想法,并在后来的场合该编码信息作为行动指南” [7].当姐妹们生活在同一个环境中,看到姐姐经历少女怀孕和分娩可能会使妹妹更容易接受这一选择[11.].不仅两个姐妹都有同样的母性影响,这可能会影响她们少女怀孕的几率,有一个十几岁的姐姐可能会改变母亲的育儿方式。参与抚养十几岁女儿孩子的母亲可能“对孩子的监督更少,与孩子就性和避孕的交流更少,当大女儿的身份从怀孕转变为抚养孩子时,青少年性行为更容易被接受”[42].最后,两姐妹都有相同的社会风险,例如贫穷、种族和缺乏机会,这些都增加了她们少女怀孕的几率[42].

母亲在20岁之前生育第一个孩子是少女怀孕的重要预测因素。我们发现,与那些母亲在生第一个孩子时年龄超过19岁的女性相比,少女妈妈的女儿在少女怀孕的几率要高51%。这与Meade等人(2008)发现的66%的增长非常接近,他们控制了许多相同的变量,除了有一个姐姐有少女怀孕,以及家庭结构变化、心理健康状况和居住流动性的时变协变量。Meade等人[9确实根据学校表现进行了调整;在调整后的子样本中,优势比降低到1.34,表明少女怀孕增加了34%。

代际少女怀孕可能受到以下机制的影响:"生物遗传力、关于家庭的价值观的代际传递、母亲的生育水平、社会经济和家庭环境因教育不足或机会或愿望低而产生的间接影响,直接通过母亲的角色塑造”[43].在青春期怀上第一个孩子的女性更有可能将“危险”性格遗传给后代,这可能会给后代带来负面影响。44].另一种被确定为导致代际少女怀孕的机制是,少女母亲的女儿对早孕的内在偏好增加,母亲的监控水平较低,因此更可能在年轻时性活跃,并进行无保护的性行为[44].因此,母亲少女怀孕的影响通过母亲少女生育所创造的环境和育儿方式发挥作用。

利用行政数据进行卫生服务研究有一些明显的优势和局限性。来自大型出生队列的管理数据具有更高的准确性,不依赖于召回(如回顾性调查),而且由于纵向随访,它是检查风险因素的理想方法[45].这些数据具有较大的N和大量的协变量,非常适合用于倾向评分。一个显著的局限性(与几乎所有的观察性研究相同)是,由于缺乏信息,某些协变量和中介效应是不可观测的。数据只能捕获记录的变量;例如,只有寻求精神健康治疗的个人才会得到诊断,这可能不包括所有有精神健康问题的个人[46]敏感性测试解决了这一局限性,但这些协变量可能会影响研究结果。如上所述,不调整参与儿童保护服务(如CFS)是一种限制。尽管患有慢性疲劳综合症的少女人数相对较少,但她们可能不会定期与母亲或姐姐互动,因此不太可能模仿家人。教育预测的可用性是一个确定的限制。为了说明我们整个群体中教育成就的影响,最晚7年级的每个人都需要获得教育成果(因为几乎所有青少年怀孕都发生在7年级之后)。由于教育成绩通常每年都非常相似,9年级的成绩很可能与7年级的成绩非常相似[30.];这种降低的优势比可能更好地估计真实的优势。几年后,这些变量可以被纳入青少年怀孕的模型中。此外,我们无法确定土著居民的身份;这是一种限制,因为土著人口的少女怀孕率是普通人口的两倍多[47].家庭和同伴关系、社会规范和文化差异可能永远不会通过行政数据来衡量;限制这些混杂因素可以控制的程度。

结论

本文有助于理解更广泛的主题“谁对什么有影响”在家庭内部。当姐姐怀孕时,在妹妹身上看到的少女怀孕风险是基于与姐姐和她的孩子的互动;兄弟姐妹所经历的家庭环境非常相似。在20岁之前生育孩子的母亲的少女中,大多数怀孕风险似乎是这可能是由于与早育相关的不利环境造成的。鉴于姐姐的少女怀孕比母亲的少女怀孕影响更大,与生活在不利环境中相比,社会模式可能是少女怀孕的更大风险因素。

缩写

ACG:

调整临床组

CCI:

加拿大健康干预分类

CFS:

儿童及家庭服务

ICD-9-CM:

国际疾病分类,第九次修订,临床修改

ICD-10-CA:

《国际疾病分类》,第10版,加拿大增强版

MEDC:

主要扩展诊断集群

MCHP:

马尼托巴省卫生政策中心

SEFI:

社会经济因素指数

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下载参考

确认

结果和结论是作者的,不打算或应该推断马尼托巴省健康政策中心、马尼托巴省健康、活跃生活和老年人或其他数据提供者的官方认可。本研究使用的数据来自曼尼托巴大学曼尼托巴卫生政策中心的人口健康研究数据库,数据来源于曼尼托巴卫生、积极生活和老年人以及曼尼托巴教育在#2013/2014-04项目下提供的数据。所有数据管理、编程和分析均使用SAS®9.3版本进行。聚合诊断组™(ADGs®)代码是使用约翰霍普金斯调整临床组®(ACG®)病例组合系统“版本9”创建的。

资金

这项研究得到了加拿大高级研究所和西部区域培训中心的支持。资助来源没有参与研究设计、数据分析和解释、撰写文章和决定提交发表。作者没有因参与撰写本文而获得任何补偿。

数据和材料的可用性

支持本文结论的数据集可在马尼托巴省卫生政策中心的研究存储库中找到。数据的获取需要曼尼托巴大学健康研究伦理委员会和健康信息隐私委员会的批准,以及所有数据提供者的许可。有关访问这些数据库的更多信息,请访问http://umanitoba.ca/faculties/health_sciences/medicine/units/community_health_sciences/departmental_units/mchp/resources/access.html

作者的贡献

EW参与了研究的设计,进行了分析并起草了手稿。LR构思了这项研究,并参与了其设计和协调,并帮助起草了手稿。NN参与了它的设计和结果的解释。所有作者阅读并批准了最终的手稿。

作者信息

EW是马尼托巴大学社区健康科学系的博士候选人。LLR是曼尼托巴大学健康科学学院的杰出教授,也是曼尼托巴健康政策中心的创始主任。NCN是马尼托巴省卫生政策中心的研究科学家,也是马尼托巴省大学社区卫生科学系的助理教授。

相互竞争的利益

两位作者宣称他们没有相互竞争的利益。

同意出版

不适用。

伦理批准和同意参与

这项研究涉及的二次分析,只有去识别的数据文件,与标识符的地方已被删除或炒联系到其他文件。同意未从受试者获得的,根据第24(3)的个人健康信息法C作为允许的。从马尼托巴省卫生研究伦理委员会的大学(参考编号2013-033)和卫生信息隐私委员会(参考编号2013 / 2014-04)获得批准伦理这个项目。

作者信息

隶属关系

作者

通讯作者

对应到伊丽莎白Wall-Wieler

附录1

妊娠诊断代码

  • 活产:ICD-9-CM代码V27, ICD-10-CA代码Z37

  • 漏胎:ICD-9-CM代码632,ICD-10-CA代码O02.1

  • 异位妊娠:ICD-9-CM代码633,ICD-10-CA代码O00

  • 流产:ICD-9-CM代码634-637 ICD-10-CA码O03-O07;或者

  • 宫内死亡:ICD-9-CM代码656.4,ICD-10-CA代码O36.4

  • 手术终止妊娠:ICD-9-CM代码69.01,69.51,74.91;CCI码5. ca。89年,5. ca.90

  • 宫外(异位)妊娠手术切除:ICD-9-CM代码66.62,74.3;CCI代码5. ca.93

  • 妊娠的药理终止:ICD-9-CM代码75.0;CCI代码5.CA.88;或者

  • 在分娩过程中的干预,CCI代码5.MD。5、5. md.60

附录2

学业成绩调整

图4

队列调整

表4姐姐少女怀孕状态模型的协变量及结果

姐姐少女怀孕情况

图5

检查姐姐少女怀孕状态的协变量平衡

表5母亲青少年生育模型的协变量和结果

母亲未成年生育状况

图6

检查母亲未成年母亲状态的协变量平衡

权利和权限

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引用这篇文章

青少年怀孕:母亲未成年生育和姐姐未成年怀孕对妹妹的影响。BMC怀孕分娩16,120(2016)。https://doi.org/10.1186/s12884-016-0911-2

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关键字

  • 少女怀孕
  • 家庭的影响
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