Abstracte achtergrond
anekdotisch bewijs suggereert dat een laag inkomen kleuters met ontwikkelingsstoornissen vertragingen hebben een verhoogd risico voor tandbederf en slechte mondhygiëne, maar er zijn geen gepubliceerde studies gebaseerd op empirische data. Het doel van deze pilot-studie was tweeledig: om de relatie tussen ontwikkelingsstoornissen vertragingen en cariës in lage-inkomenslanden kleuters te onderzoeken en een voorlopig verklaringsmodel over de determinanten van cariës te presenteren voor ingeschreven in Head Start, een Amerikaanse schoolrijpheid programma voor een laag inkomen voorschoolse leeftijd kinderen.
methoden
werden gegevens verzameld over kleuters leeftijd 3-5 jaar op twee Head Start centers in Washington, USA (N = 115). De predictor variabele was ontwikkelingsachterstand statuut (nee /ja). De uitkomst variabele was de prevalentie van vervallen, ontbrekende en gevulde oppervlakken (DMFS) op de primaire tanden. We gebruikten meerdere variabele Poisson regressie modellen tot de hypothese dat binnen een populatie van een laag inkomen kleuters, die met ontwikkelingsstoornissen vertragingen zou hebben DMFS prevalentie gestegen dan die zonder vertraagde ontwikkeling te testen.
Resultaten
Zeventien procent van de kleuters hadden een ontwikkelingsstoornis vertragen en 51,3% van de kleuters hadden ≥1 DMFS. Kleuters met ontwikkelingsstoornissen vertragingen hadden een DMFS prevalentie verhouding die 1,26 keer zo hoog als kleuters zonder ontwikkelingsstoornissen vertragingen was (95% CI: 1,01, 1,58; P & lt; 0,04). Andere factoren die samenhangen met een verhoogde DMFS prevalentie ratio's opgenomen: niet hebben van een tandheelkundige huis (P = 0,01); lage verzorger onderwijs (P & lt; 0,001); en wonen in een niet-fluoridated gemeenschap (P & lt; 0,001).
Conclusies
Onze piloot gegevens suggereren dat ontwikkelingsstoornissen vertragingen onder een laag inkomen kleuters worden geassocieerd met een verhoogde primaire tand DMFS. Aanvullend onderzoek is nodig om deze relatie verder te onderzoeken. Toekomstige interventies en beleid gericht moet zijn op cariës preventiestrategieën binnen instellingen zoals Head Start klaslokalen die een laag inkomen voorschoolse leeftijd kinderen met extra gerichte thuis-en community-based interventies voor mensen met ontwikkelingsstoornissen vertragingen dienen.
Electronic aanvullend materiaal
de online versie van dit artikel (doi:. 10 1186 /1472-6831-13-53) bevat aanvullend materiaal, dat beschikbaar is voor geautoriseerde gebruikers is achtergrond
cariës is de meest voorkomende ziekte bij kinderen. [1]. Recente epidemiologische gegevens van de Amerikaanse National Health and Nutrition Examination Survey (NHANES) suggereren dat tandcariës prevalentie onder voorschoolse kinderen van 2-5 jaar steeg met 15,1% (van 24,2% in 1988-1994 tot 27,9% in 1999-2004) [2 ]. Bovendien, uit 1999-2004, 47,8% van de kleuters uit gezinnen met lage inkomens ervaren cariës en 35% had onbehandelde cariës (in vergelijking met 11,4% en 6% van de kleuters van de hogere inkomens, respectievelijk) [3, 4]. Deze gegevens onderstrepen het verband tussen armoede en slechte mondgezondheid [5-7] in kleuters en verhogen de volksgezondheid betreft, met name met betrekking tot de VS Healthy People 2020-doelstellingen die vragen om verlaging van het percentage van de kleuters met cariës ervaring en onbehandelde tandheelkundige verval tot 33,3% en 23,8%, respectievelijk [8].
slechte mondgezondheid wordt geassocieerd met schoolverzuim, leerproblemen, en pijn [9] en systemische ziekte, ziekenhuisopname, en in zeldzame gevallen de dood [10]. Orale ziekten tijdens de vroege kinderjaren zijn waarschijnlijk gevolgen voor de gezondheid in de levensloop [11], waarin het belang van cariës preventiestrategieën benadrukt, in het bijzonder voor de lage inkomens kleuters hebben. Ondernemingen De Amerikaanse Head Start programma werd afgekondigd in 1965 om verschillen aan te pakken op school gereedheid voor lage inkomens kleuters. Head Start benadrukt cognitieve en sociale ontwikkeling en bevordering van de gezondheid en voeding [12]. Het programma richt zich op een laag inkomen kleuters en was gebaseerd op de veronderstelling dat het verbeteren van voedingsinname en gezondheidseffecten kan helpen om de verschillen in de school bereidheid [13] te verminderen. Aan het begin van elk schooljaar worden alle Head Start enrollees geëvalueerd door een opleiding specialist om speciale gezondheidszorg behoeften, die worden omschreven als 'doofheid, spraak- of taalproblemen, een visuele handicap met inbegrip van blindheid, ernstige emotionele stoornis, orthopedische stoornissen, autisme te identificeren , traumatisch hersenletsel "of ontwikkelingsstoornissen vertragingen [12]. Voor Head Start kinderen geïdentificeerd met een vertraging in de ontwikkeling, Lead Onderwijs agentschappen zijn verantwoordelijk voor het leveren van op maat gemaakte Individuele Onderwijs Programma's (IEPs) [14]. Handelingsplannen zijn geschreven documenten die specifieke vertraging van het kind te beschrijven, vaardigheden die moeten worden ontwikkeld, de diensten van de school zal zorgen, en waar de diensten zullen plaatsvinden. In 2009 waren er meer dan 900.000 Head Start ingeschreven in de VS [15] en 12% van de ingeschreven had een IEP [16].
Met betrekking tot tandheelkundige zorg, bijna 85% van de Head Start enrollees ontvangen preventieve tandheelkundige zorg en 88 % had een tandheelkundig onderzoek in het programma 2010-2011 jaar [16]. Deze gegevens suggereren dat Head Start enkele van de gedocumenteerde barrières heeft teruggebracht tot tandheelkundige zorg voor lage inkomens kleuters [17, 18]. Echter, cariës prevalentie onder Head Start ingeschreven blijft hoog, variërend van 38% in Connecticut tot 86% in Florida [13-23]. A 2005 prospectieve studie meldde dat het verstrekken van tandheelkundige zorg coördinatie diensten aan de verzorgers van Head Start enrollees verbeterd tandheelkundig gebruik voor kinderen, maar had orale gezondheidstoestand [24] niet verbeteren. Tezamen zijn deze bevindingen suggereren dat interventies uitsluitend gericht op het vergroten van de tandheelkundige zorg gebruik onvoldoende zijn in het voorkomen van tandheelkundige ziekte in lage-inkomenslanden kleuters bediend door de Head Start programma.
Gerichte interventies, zoals school-based kit programma's, hebben het potentieel om verbetering van de mondgezondheid van kinderen die het grootste risico op een slechte mondgezondheid [17]. Anekdotisch bewijs suggereert dat kleuters met ontwikkelingsstoornissen vertragingen zijn een verhoogd risico op tandbederf, maar er zijn geen gepubliceerde studies om deze hypothese te ondersteunen. De huidige pilot-studie werd geleid door een aangepaste versie van Patrick's sociaal-culturele mondgezondheid verschillen model [25], die stelt dat de determinanten van cariës in kwetsbare kinderen zijn multifactoriële. Wij testten twee hypotheses: 1) een laag inkomen kleuters met ontwikkelingsstoornissen vertragingen hebben een grotere cariës prevalentie (gemeten door DMFS) dan mensen zonder ontwikkelingsstoornissen vertragingen; en 2) andere factoren die worden geassocieerd met cariës in lage-inkomenslanden kleuters.
Methods
Study Design, de deelnemers, en locatie. Dit was een dwarsdoorsnede pilootstudie gebaseerd op secundaire gegevens. Het onderzoek richtte zich op kleuters leeftijd 3-5 jaar in twee Head Start klaslokalen in Washington, USA (N = 115). Beide klassen waren gevestigd in Kittitas County, een landelijke provincie in het oosten van Washington. Meer dan 92% van Kittitas County is White vergeleken met 82,0% voor de staat Washington [26]. De mediane inkomen van het huishouden was $ 42.769 en 22,3% van de personen waren onder het federale niveau armoede ($ 58.890 en 12,5%, respectievelijk voor de staat Washington) [26]. We kregen proefpersonen toestemming om dit onderzoek uit te voeren van de Universiteit van Washington Institutional Review Board.
Conceptueel model
Een sociaal-culturele model op de mondgezondheid verschillen gepresenteerd door Patrick en zijn collega's werd aangepast aan een voorlopig conceptueel model [25] genereren. Dit model stelt dat sociale en culturele factoren uit meerdere niveaus beïnvloeden mondgezondheid resultaten voor kwetsbare bevolkingsgroepen, met inbegrip van een laag inkomen-voorschoolse leeftijd kinderen. Het oorspronkelijke model stelt dat deze multilevel factoren met elkaar in verband direct en indirect tot orale gezondheid verschillen binnen kwetsbare bevolkingsgroepen te produceren. Onze spaarzame model opgevat covariabelen directe correlaten van tandcariës en elke covariaat werd ingedeeld in een van de vier domeinen:
toegeschreven factoren (onveranderlijke individueel niveau demografische kenmerken: leeftijd, geslacht, ras);
proximale factoren (aanpasbaar individuele -niveau gedragskenmerken: communicatieproblemen; tandheelkundige thuis);
Directe factoren (familie-level interpersoonlijke factoren: onderwijs primaire verzorger; arbeidspositie primaire verzorger, gezinssamenstelling, home gezondheid milieu);
distale factoren (system-level milieu:. gemeenschap waterfluoridering)
gegevensbronnen
Er waren twee gegevensbronnen: Head Start inschrijving en de gezondheid van de geschiedenis vormen. Het inschrijfformulier bevatte demografische informatie over het kind (bijv., Leeftijd, geslacht, ras, Individuele Education Program [IEP] participatie) en de primaire verzorger (bijvoorbeeld, onderwijs, werkgelegenheid, structuur van de huishoudens). De anamnese formulier opgenomen informatie over de vraag of het kind had moeilijkheden communicerend, had een tandheelkundige huis (of een plek om hun kind voor tandheelkundige zorg), woonde in een rookvrije huishouden, en woonde in een gefluorideerd gemeenschap. Alle gegevens waren afkomstig uit de 2010-2011 Head Start schooljaar.
Uitkomstmaat Ondernemingen De uitkomstmaat was het aantal vervallen, ontbreekt, of gevulde oppervlakken (DMFS) op de primaire tanden, een samengestelde maatregel van tandcariës en behandeling ervaring. We gebruikten de National Institute of Dental en Craniofacial Research (NIDCR) Early Childhood Cariës Collaborating Centers (EC4) criteria [27], die gebaseerd zijn op de World Health Organization (WHO) methoden [28]. De WHO methoden definiëren verval op de put en spleet of gladde oppervlakken als "een onmiskenbaar holte, ondermijnd email, of een detecteerbare onthard vloer of wand" [28]. Ter compensatie van trauma en natuurlijke afschilfering werd een oppervlak geclassificeerd als vermist indien de tand ontbreekt vanwege cariës. Oppervlakken gerestaureerd met amalgaam, composiet, glas ionomeer, of roestvrij staal kronen werden geclassificeerd als gevuld. Afgedichte oppervlakken werden geclassificeerd als geluid. Consistent met EC4 criteria, als er onduidelijkheid over de status van een tandoppervlak werd het oppervlak verdelen in meer conservatieve categorie. Gelijkvloerse cariës gegevens werden verzameld door een getrainde en gekalibreerd pediatrische tandarts. Vijf procent van de onderzochte populatie werd willekeurig geselecteerd voor een tweede cariës examen mogelijk te maken voor een beoordeling van intrabeoordelaarsbetrouwbaarheid. De Kappa statistiek werd gebruikt om te beoordelen voor intratester samenhang bij de cariës gegevens. De intrabeoordelaarsbetrouwbaarheid voor cariës examen gegevens bleek Kappa = 0,69 (95% CI: 0,61, 0,76; P & lt; 0,001) zijn., Die aanzienlijke overeenkomst aangeeft
Predictor variabele
De belangrijkste voorspellende variabele was de kind vertraging in de ontwikkeling status gedefinieerd als of het kind had een Individuele Education Program (IEP) (nee /ja). Hoewel er beperkingen in verband met het gebruik van IEP als proxy voor vertraagde ontwikkeling (bijvoorbeeld onder-identificatie van een handicap), bijna 20% van de ingeschreven in onze studie had een IEP, die 12% van de Head Start kinderen nationaal benadert met een IEP [ ,,,0],16] en de 33% prevalentie schatting van de vertraging uit een eerdere studie [29].
model covariaten
Er waren 10 model covariabelen hypothese als correlaten van DMFS of confounders van de relatie tussen de vertraagde ontwikkeling en DMFS. Deze covariaten werden ingedeeld in vier domeinen (zie Conceptueel Model lid)
Er waren drie toegeschreven factoren die werden gemodelleerd als confounders. Leeftijd (3/4/5 jaar) [30]; sex (vrouw /man) [30]; . En ras (non-White /White) [31]
Er waren twee binaire proximale covariaten (nee /ja): communicatie moeilijkheden en tandheelkundige huis. Communicatie moeilijkheid, beoordeeld door een Head Start leraar, werd gemeten met behulp van de communicatie-lid, van de Middeleeuwen en Stages Questionnaire, 2nd Edition (ASQ). De ASQ is een gevalideerde leeftijdsspecifieke screener gebruikt om meerdere ontwikkelings-domeinen zoals communicatie, motor, het oplossen van problemen, en persoonlijke-sociale vaardigheden [32] te beoordelen. Kinderen scoren meer dan 38 punten, 39 punten, of 31 punten over de mededeling lid, van de 36-, 48-, en 60-maands ASQ, respectievelijk, werden geclassificeerd als er geen communicatie problemen. De resterende kinderen werden geclassificeerd als het hebben van communicatieproblemen. Dental huis werd beoordeeld door het stellen van de zorgverlener of ze hulp bij het vinden van een tandarts (nee /ja) nodig is en gemeten of het kind een plek om te gaan voor een regelmatige preventieve zorg en herstellende tandheelkundige wanneer nodig hadden.
Er waren vier-verzorger gemeld onmiddellijke covariaten: verzorger onderwijs (minder dan de middelbare school, middelbare school, meer dan de middelbare school) [30]; Status verzorger werkgelegenheid (werklozen, school /opleiding; employed) [33]; familiale structuur (gedefinieerd als of het kind woonde in een alleenstaande ouder of twee ouder huishouden) [34]; en of het kind woonde in een rookvrije woning (nee /ja) [35], een proxy voor het huis gezondheid milieu
Er was één-verzorger gemeld distale covariaat. of het kind in een gemeenschap leefde met gefluorideerd water (nee /ja) [36].
statistische analyses
Wij zijn niet onderscheidend vermogen heeft te berekenen op basis van eerdere werk waarschuwen tegen de macht berekeningen voor retrospectieve studies [37]. Na het genereren van beschrijvende statistiek, gebruikten we de Pearson chi-kwadraat test om de relaties tussen model covariaten en de belangrijkste voorspellende variabele (vertraging in de ontwikkeling status) (α = 0,05) te beoordelen. Omdat de uitkomst was niet normaal verdeeld, gebruikten we de Wilcoxon-Mann-Whitney U test om mediaan DMFS tarieven over model covariaten te vergelijken. Een meervoudige variabele Poisson regressie model werd gegenereerd om onze hypothese dat de DMFS prevalentie hoger bij kinderen met een ontwikkelingsstoornis vertragingen zouden zijn (Genlin functie log link) te testen. Poisson regressie resultaten werden gepresenteerd als regressie parameters (dat wil zeggen, beta-coëfficiënten) met standaard fouten en prevalentie ratio's. Er was geen bewijs van collineariteit tussen model co-variabelen (zoals ontwikkelingsstoornissen vertragingen en communicatie problemen) en alle covariaten werden opgenomen in de uiteindelijke regressiemodel. We gebruikten PASW Statistics 18.0-versie voor Windows (Chicago, IL).
Resultaten
beschrijvende statistiek
Er waren 115 kleuters in onze studie en 17,4% werden geïdentificeerd met een ontwikkelingsachterstand (tabel 1). Dertien procent van de kleuters hadden een communicatie probleem en 91,3% had een tandheelkundige huis. Verzorger opleidingsniveau werd gelijkmatig verdeeld over de drie categorieën en 27,8% van de mantelzorgers waren werkloos. Bijna 90% van de kleuters woonde in een rookvrije huis en 64% woonde in gemeenschappen met gefluorideerd water. Significant groter aandeel van kleuters met een vertraging in de ontwikkeling waren mannen in vergelijking met kleuters zonder een ontwikkelingsachterstand (75% en 44,2%, respectievelijk; P = 0,012) .table 1 Pearson Chi-plein testresultaten voor bivariate relaties tussen ontwikkelingsachterstand-status (Predictor variabel) en het model covariaten voor Head Start kinderen (N = 115)
variabele
totale onderzoekspopulatie
kinderen zonder vertraging in de ontwikkeling
kinderen met een ontwikkelingsstoornis vertraging
P-waarde
(N = 115)
(n = 95)
(n = 20)
n (%)
n (%)
n (%)
toegeschreven factoren
Leeftijd (jaar)
P = 0,46
3
22 (19.1) kopen van 2 (10.0)
20 (21.1)
4
51 (44.3)
9 (45,0)
42 (44,2)
5
42 (36,5)
9 (45,0)
33 (34,7)
Sex
P = 0,01
Man
57 (49,6)
42 (44,2)
15 (75,0)
Female
58 ( 50,4)
53 (55,8)
5 (25,0)
Race
P =. 11
White
56 (48,7)
43 (45,3)
13 (85,0)
non-White
59 (51,3)
52 (54,7)
7 (35,0)
proximale factoren
Communication moeilijkheden
P = 0,15
Geen
96 (87,3)
83 (89,2)
13 (76,5)
Ja
14 (12,7)
10 (10,8)
4 (23,5)
Dental thuis
P = 0,52
Geen
10 (8.7)
9 (9,5)
1 (5.0)
Ja
105 (91,3)
86 (90,5)
19 (95.00
Immediate factoren
Verzorger opleidingsniveau
P = 0,64
Minder dan de middelbare school
37 (32,2)
30 (31,6)
7 (35,0)
High school
39 (33,9)
34 (35,8)
5 (25,0 )
Meer dan de middelbare school
39 (33,9)
31 (32,6)
8 (40,0)
Caregiver werkgelegenheid
P = 0,86
Werkloze
32 (27,8)
26 (27,4)
6 (30,0)
Op school of opleiding Gids 14 (12.2)
11 (11,6)
3 (15,0)
Werkzaam
69 (60,0)
58 (61,1)
11 (55,0)
Family structuur
P = 0,62
Alleenstaande ouder
46 (40,0)
39 (41,1)
7 (35,0)
Twee ouders
69 (60,0)
56 (58,9)
13 (65,0)
kind woont in een rookvrije huis
P = 0,18
verhuur No
13 (11.4)
9 (9,6)
4 (20,0)
Ja
101 (88,6)
85 (90,4)
16 (80,0)
Macro factor
Lives in een gemeenschap met gefluorideerd water
P = 0,68
Geen
40 (36,0)
32 (35,2)
8 (40,0)
Ja
71 (64,0)
59 (64,8)
12 (60,0)
Bijna 49% van de kinderen had nul DMFS (gegevens niet getoond). De gemiddelde DMFS was 5,8 (standaarddeviatie: 11.2 DMFS; mediaan: 1,0 DMFS; maximum: 65 DMFS). Het gemiddelde aantal vervallen, gevulde en ontbrekende vlakken was 1,3, 4,0 en 0,5, respectievelijk. Er waren geen significante verschillen in de mediane DMFS tarieven in alle model covariaten (tabel 2) .table 2 Wilcoxon-Mann-Whitney U test resultaten voor bivariate relatie tussen vervallen, ontbrekende of gevulde tand oppervlakken (DMFS) (uitkomstmaat) en model covariaten voor Head Start kinderen (N = 115)
Variabele
Median DMFS
P-waarde
(N = 115 )
Main predictor variabele
Developmental vertraging
P = 0,92
verhuur No
1,0
Ja
0,5
toegeschreven factoren
Leeftijd (jaar)
P = 0,27
3
0.0
4
1,0
5
2,0
Sex
P = 0,30
Man
0.0
Female Gids 2.0
Race
P = 0,24
White
0.0
Non-White
2,0
proximale factoren
communicatieproblemen
P = 0,47
Geen
0,5
Ja
1.5
Dental thuis
P = 0,30
Nee
4,0
Ja
0.0
Immediate factoren
Verzorger opleidingsniveau
P = 0,42
Minder dan de middelbare school
0.0
high school
2,0
Meer dan de middelbare school
0.0
Caregiver werkgelegenheid
P = 0,66
Werkloze
2,0
Op school of opleiding Gids 2.0
Employed
0.0
Family structuur
P = 0,73
Alleenstaande ouder
0,5
Twee ouders
1,0
kind woont in een rookvrije huis
P = 0,32
Geen
1,0
Ja
0.0
Macro factor
Woont in een gemeenschap met gefluorideerd water
P = 0,32
Geen
1,0
Ja
0.0
Regressiemodellen
-covariaat aangepast Poisson regressie model aangegeven dat ontwikkelingsstoornissen vertragingen significant geassocieerd waren met DMFS (tabel 3 ). Kleuters met ontwikkelingsstoornissen vertragingen hadden een DMFS prevalentie verhouding die 1,26 keer zo hoog als kinderen zonder ontwikkelingsstoornissen vertragingen was (95% CI: 1,01, 1,58; P & lt; 0,04). Van de 10 overige model covariabelen werden zes covariaten over alle vier model domeinen significant geassocieerd met DMFS (leeftijd, communicatieproblemen, tandheelkundige huis, verzorger opleidingsniveau, verzorger van de werkloosheid, en het leven in een gemeenschap met gefluorideerd water). Oudere peuters evenals peuters en kleuters met communicatieproblemen (toegeschreven en proximale factoren, respectievelijk), degenen met zorgverleners die middelbare school of minder (een directe factor) eindigde, en kinderen met een werkloze verzorger (ook een onmiddellijke facto) was toegenomen DMFS prevalentie verhouding . Kleuters met een tandheelkundige huis (een proximale factor) en die wonen in gemeenschappen met gefluorideerd water (een macro-factor) aanzienlijk was gedaald DMFS prevalentie ratios.Table 3 Final meerdere variabele poisson regressie model op cariës prevalentie voor Head Start kinderen (N = 115 )
Variabele
Parameter schatting (B)
Standaardfout Gids 95% CI
Prevalentie ratio (PR)
95% CI
P-waarde
Main predictor variabele
Developmental vertraging
P = 0,04
Geen
ref
-
-
-
-
Ja
0.23
0.12
0.01, 0.46
1.26
1.01, 1.58
toegeschreven factoren
Leeftijd (jaar)
3
ref
-
-
-
-
-
4
0.49
0,15
0.20, 0.79
1,64
1.22, 2.20
P = 0,001
5
1.44
0.15
1,13, 1,73
4.21
3,08, 5,64
P & lt ; 0,001
Sex
P = 0,41
Male
ref
-
-
-
-
Female
-0,07
0.09
-0,25, 0,10
0.93
0,78, 1,11
Race
P = 0,42
White
ref
-
-
-
-
Non-White
-0,09
0.11
-0,32, 0,13
0,91
0,73, 1,14
proximale factoren
Communicatie moeilijkheden
P & lt; 0,001
Geen
ref
-
-
-
-
Ja
0,91
0.15
0.62, 1.19
2,47
1.85, 3.30
Dental thuis
P = 0,01
Geen
ref
-
-
-
-
Ja
-0,49
0.19
-0,87, -0,11
0.61
0.42, 0.89
Immediate factoren
Caregiver opleidingsniveau
Minder dan hoog de school
0.95
0.17
0.62, 1.13
2,58
1.85, 3.09
P & lt; 0,001
High school
0.86
0.13
0,61, 1,11
2.36
1,84 , 3,03
P & lt; 0,001
Meer dan de middelbare school
ref
-
-
-
-
-
Caregiver werkgelegenheid
-
Werklozen
ref
-
-
-
-
Op school of training Gids 0.32
0.15
0.04, 0.61
1,38
1.04, 1.83
P = 0,03
Werkzaam
-0,83
0,10
-1,02, -0,64
0.44
0,36 , 0,53
P & lt; 0,001
Family Structure
P = 0,51
Alleenstaande ouder
ref
-
-
-
-
Twee ouders
0.06
0,10
-0,13, 0,26
1.07
0.88, 1.29
het leven van het kind in een rook- gratis huis
P = 0,55
Geen
ref
-
-
-
-
Ja
-0,07
0.12
-0,31, 0,17
0.93
0,73, 1,18
Macro factor
Woont in een gemeenschap met gefluorideerd water
P & lt; 0,001
Geen
ref
-
-
-
-
Ja
-0,99
0,10
-1,17, -0,80
0.37
0,31, 0,45
Discussion
Dit is de eerste gepubliceerde studie naar de relatie tussen ontwikkelingsstoornissen vertragingen en cariës in een laag inkomen voorschoolse leeftijd kinderen te onderzoeken. Wij testten twee hypotheses binnen een populatie van kleuters in het Head Start programma. De eerste hypothese was dat de DMFS prevalentie verhouding hoger zouden zijn voor Head Start kleuters met ontwikkelingsstoornissen vertragingen dan voor Head Start kleuters zonder. Onze bevindingen ondersteunen deze hypothese. Er zijn geen studies waarin we direct onze resultaten kunnen vergelijken, maar er zijn drie mogelijke verklaringen. Ten eerste kunnen kleuters met ontwikkelingsstoornissen vertragingen niet samenwerken met de thuiszorg gedrag, zoals tandenpoetsen, wat leidt tot plaque accumulatie en een beperkte blootstelling aan actuele fluoriden. Ten tweede kan kleuters met ontwikkelingsstoornissen vertragingen vaker worden blootgesteld aan koolhydraten (bijv., Medicijnen, suiker gezoete dranken, snoep) fermenteerbare. Ten derde kan verzorgers kleuters gehandicapte hogere verzorger spanning [38], die de voorgaande factoren die bijdragen aan slechte orale gezondheid kan verergeren ervaren. Deze bevindingen suggereren dat een laag inkomen-voorschoolse leeftijd kinderen met ontwikkelingsstoornissen vertragingen zijn een kwetsbare subgroep onder een laag inkomen kleuters. Ondernemingen De tweede hypothese was dat andere factoren zou worden gerelateerd aan DMFS. Zes model co-variabelen waren significant geassocieerd met cariës: leeftijd, communicatie problemen, niet hebben van een tandheelkundige huis, lager verzorger onderwijs, werkloosheid, en het leven in een gemeenschap met niet-gefluorideerd water. Eerdere studies ondersteunen onze bevindingen met betrekking tot de leeftijd [27]. In termen van de belangrijke proximale factoren (communicatieproblemen en tandheelkundige home) zijn er geen studies waarin we direct onze bevindingen te vergelijken. Echter, twee studies suggereren een relatie tussen kind temperament en cariës [39, 40]. In onze studie was er lage correlatie tussen communicatieproblemen en ontwikkelingsstoornissen vertragingen, wat suggereert dat deze maatregelen vast te leggen verschillende aspecten van het kind gedrag. Aanvullend onderzoek is nodig om de mechanismen die communicatieproblemen kan leiden tot een verhoogde cariës te identificeren. Bovendien, met betrekking tot de tandheelkundige huis variabele, een voorlopige studie gemeld dat jonge kinderen hebben minder tandbederf bij hun moeders hebben een tandheelkundige thuis [41]. Onze bevindingen zijn de eerste om een associatie tussen kinderen met een tandheelkundige huis en lagere tandbederf tarieven suggereren. Terwijl tandheelkundige woningen worden als belangrijk beschouwd door de ouders en tandartsen [42, 43] te zijn, zijn er weinig relevante studies waarop we kunnen onze bevindingen te vergelijken. Kinderen met een tandheelkundige huis kan zorgverleners met een goede mondgezondheid gedrag (bijvoorbeeld preventie gerichte tandheelkundige zorg gebruiken, gezond eten, regelmatig thuis mondhygiëne) hebben. Wij erkennen de beperkingen die verbonden zijn met onze operationalisatie van de tandheelkundige huis, dat is een gebied van tandheelkundig onderzoek dat extra aandacht vereist. Toekomstig onderzoek moet blijven verschillende operationaliseringen van de tandheelkundige huis-concept te testen, klinische resultaten in verband met tandheelkundige woningen te evalueren, en identificeren van de specifieke kenmerken van tandheelkundige woningen die leiden tot een goede mondgezondheid
Er waren ook twee belangrijke directe factoren:. Verzorger onderwijs niveau en de werkgelegenheid status. Er is veel literatuur over de mondelinge gezondheidseffecten van lage verzorger onderwijs, die wordt geassocieerd met lage health literacy, negatieve mondelinge gezondheid gerelateerde gedrag, en sociale achterstand [44-47]. In termen van de gevolgen voor de werkgelegenheid, in vergelijking met peuters en kleuters met een werkloze verzorger, peuters en kleuters met een werknemer verzorger hadden beduidend minder cariës terwijl kleuters met een verzorger in de school een significant grotere cariës. Een mogelijke verklaring is dat werknemers zorgverleners grotere flexibiliteit om tijd te nemen off van het werk om hun kind naar de tandarts kunnen hebben. Zorgverleners in de school kan een beroep doen op familieleden voor conciërges verantwoordelijkheden, waardoor ze minder mogelijkheden om toezicht te houden op de handhaving van het tandenpoetsen en gezond eten. Onze bevindingen in strijd zijn met een recente studie uit Australië, die geen relatie tussen werkgelegenheid en cariës in 20-maanden oude kinderen gemeld, maar rapporteerde een significante interactie tussen werkgelegenheid en familie-structuur [33]. Alle auteurs gelezen en goedgekeurd het definitieve manuscript.
