deltagere & procedure
deltagerne blev trukket fra bølger 6 og 7 (2014-2015/2015-2016) af monitoren for Engagement med det naturlige miljø (MENE) undersøgelse (de eneste bølger, hvor vores vigtigste resultater blev konsekvent målt). Undersøgelsen, som er en del af den britiske regerings nationale statistik, er gentaget tværsnit (forskellige mennesker deltager i hver bølge) og gennemføres over hele England og hele året (ca. 4.000 mennesker om ugen) for at reducere potentielle geografiske og sæsonmæssige skævheder49. Som en del af Storbritanniens officielle statistik er prøveudtagningsprotokoller omfattende for at sikre en så repræsentativ prøve af den voksne engelske befolkning som muligt. Alle detaljer kan findes i de årlige mene tekniske Rapports49 med vigtige funktioner, herunder: a) ” et edb-prøveudtagningssystem, der integrerer Postkontoradressefilen med folketællingen for 2001 små arealdata på outputarealniveau. Dette muliggør replikerede bølger af stratificerede prøver i flere trin “b)” områderne inden for hver Standardregion er stratificeret i befolkningstæthedsbånd og inden for bånd i faldende rækkefølge efter procentdel af befolkningen i socioøkonomisk klasse I og II” c) “maksimere den statistiske nøjagtighed af prøveudtagningen fordeles sekventielle bølger af feltarbejde systematisk på tværs af prøveudtagningsrammen for at sikre maksimal geografisk spredning”; (d) “for at sikre en afbalanceret stikprøve af voksne inden for de effektive kontaktede adresser fastsættes en kvote efter køn (mandlig, kvindelig husmor, Kvindelig ikke-husmor); inden for den kvindelige husmorkvote, tilstedeværelse af børn og arbejdsstatus og inden for den mandlige kvote, arbejdsstatus”; og (e) “undersøgelsesdataene vægtes for at sikre, at prøven er repræsentativ for den britiske befolkning med hensyn til de demografiske standardkarakteristika” (ref.49, S.5). Data indsamles ved hjælp af personlige samtaler i hjemmet med svar, der er optaget ved hjælp af computerassisteret personlig samtale (CAPI).
selvom den samlede prøve for disse år var n = 91.190, blev spørgsmålene om sundhed og velvære kun stillet i hver fjerde prøveudtagningsuge (dvs.månedligt snarere end ugentligt), hvilket resulterede i en reduceret prøve på n = 20.264. For at tage højde for eventuelle resterende skævheder i prøveudtagningen på dette månedlige niveau indgår særlige ‘måneds’ undersøgelsesvægte i datasættet. Disse blev anvendt i den aktuelle analyse for at sikre, at resultaterne forblev generaliserbare for hele den voksne befolkning i England. Alle data blev anonymiseret af Natural England og er offentligt tilgængelige på: http://publications.naturalengland.org.uk/publication/2248731?category=47018. Etisk godkendelse var ikke påkrævet for denne sekundære analyse af offentligt tilgængelige nationale statistikker.
resultater: selvrapporteret sundhed & subjektivt velvære
selvrapporteret sundhed (fremover: sundhed) blev vurderet ved hjælp af single-item: ‘Hvordan er dit helbred generelt?'(undertiden benævnt ‘SF1′). Svarmulighederne var :’ meget dårlig’, ‘dårlig’, ‘Fair’, ‘god’og’ meget god’. Svarene er stærkt forbundet med brug af medicinske tjenester50 og dødelighed51; og afgørende, for nuværende formål, naboskab greenspace13. Efter tidligere arbejde dikotomiserede vi svar til ‘godt’ (‘Godt/meget godt’, vægtet = 76,5%) og’ikke godt’ (‘Fair/Dårligt/meget dårligt’, 23,5%)52. Subjektivt velvære (fremover: velvære) blev vurderet ved hjælp af ‘Livstilfredshedsforanstaltningen’, en af Storbritanniens nationale trivselsforanstaltninger53: ‘samlet set hvor tilfreds er du med livet i dag?’med svar fra 0 ‘slet ikke’til 10 ‘helt’. Igen, efter tidligere undersøgelser dikotomiserede vi responser til ‘ høj ‘ (8-10, 60.2%) og lav (0-7, 39,8%) trivsel54. Histogrammer af de (ikke-normale) fordelinger for begge resultatvariabler er præsenteret i tillæg A. Bemærk Selvom dikotomiseringspunkterne var baseret på tidligere forskning, er de i overensstemmelse med de aktuelle data; den 50.percentil for sundhed var i det ‘gode’ respons og for velvære i ‘8’. Følsomhedsanalyser udført på ordinære (både sundhed og velvære) og lineære (kun velvære) variationer af disse variabler er præsenteret i Appendiks E.
eksponering: Rekreativ naturkontakt i de sidste 7 dage
rekreativ naturkontakt eller tid brugt i naturlige miljøer i den sidste uge blev afledt ved at multiplicere antallet af rapporterede rekreative besøg om ugen med længden af et tilfældigt valgt besøg i den sidste uge. Deltagerne blev introduceret til undersøgelsen som følger: “jeg vil spørge dig om lejligheder i den sidste uge, hvor du brugte din tid ude af døren. Ved ud af døre mener vi åbne rum i og omkring byer, herunder parker, kanaler og naturområder; kysten og strande; og landskabet, herunder landbrugsjord, skov, bakker og floder. Dette kan være alt fra et par minutter til hele dagen. Det kan omfatte tid brugt tæt på dit hjem eller arbejdsplads, længere væk eller mens du er på ferie i England. Dette inkluderer dog ikke: rutinemæssige shoppingture eller; tid brugt i din egen have.”Derefter blev de spurgt” hvor mange gange, hvis overhovedet, foretog du denne type besøg i går/på <dag> ” for hver af de foregående syv dage. Otteoghalvfems procent af de adspurgte rapporterede, at de 7 besøgte i sidste uge. De resterende 2% blev begrænset ved 7 besøg for at undgå dramatisk skæve ugentlige varighedsestimater.
efter at der blev registreret grundlæggende detaljer om hvert besøg (op til 3 pr. dag), blev et enkelt besøg tilfældigt udvalgt af CAPI-programmet, hvor intervjuet kunne stille yderligere spørgsmål om, herunder: “hvor længe varede dette besøg helt?”(Timer & minutter). På grund af tilfældig udvælgelse, selvom det valgte besøg ikke nødvendigvis var repræsentativt for en given person, randomiseringsproceduren skulle reducere potentiel bias på det befolkningsniveau, hvor vores analyser blev udført. Estimater for ugentlig varighed blev således udledt ved at multiplicere varigheden for dette tilfældigt udvalgte besøg med antallet af angivne besøg i de sidste syv dage (begrænset til 7). Efter tilgangen af tidligere eksponeringsresponsstudier på området (f.eks., 2016), blev varigheden kategoriseret i 7 kategorier: 0 minutter (n = 11.668); 1-59 minutter (n = 355); 60-119 minutter (n = 1.113); 120-179 minutter (n = 1.290); 180-239 minutter (n = 1.014); 240-299 minutter (n = 882); 300 minutter (n = 3.484). En alternativ banding efter 30 minutter var problematisk på grund af meget lav Ns for nogle bånd (f.eks. 1-29 minutter, n = 85), hvilket afspejler det faktum, at ugentlige varighedsestimater grupperet omkring timemærkerne, f. eks. 78% af de uvægtede observationer inden for 120-179 minutter var netop 120 minutter (se tillæg A, figur C for varighedshistogram). Det højeste bånd blev begrænset til 300 minutter på grund af den store positive skævhed af dataene.
Kontrolvariabler
sundhed og velvære er forbundet med sociodemografiske og miljømæssige karakteristika på både naboskabsniveau (f.eks. områdebeskadigelse) og individuelle niveauer (f. eks. forholdsstatus) 55. Da mange af disse variabler også kan være relateret til natureksponering, blev de kontrolleret for i de justerede analyser.
arealniveau kontrolvariabler
Arealniveau kovariate data blev tildelt på det rumlige niveau af folketællingen 2001 lavere lag Super Output områder (LSOAs), hvor individer boede. Der var 32.482 Lsoa ‘ er i England, der hver indeholdt cirka 1.500 mennesker inden for et gennemsnitligt fysisk område på 4km2.
neighborhood greenspace
for at forstå, hvor meget greenspace der er i en persons kvarter, afledte vi en arealdensitetsmåling ved hjælp af generaliseret Arealanvendelsesdatabase (GLUD)56. GLUD giver for hver LSOA i England Det område, der er dækket af greenspace og indenlandske haver. Disse blev opsummeret og divideret med det samlede lsoa-område for at give greenspace density metric. Denne måling blev tildelt hver enkelt person i prøven, baseret på lsoa bopæl. Efter tidligere litteratur blev enkeltpersoner tildelt en af fem kvintiler af greenspace baseret på denne definition (lige fra mindst grøn til mest grøn)33. I stedet for at udlede kvintiler af greenspace fra den aktuelle prøve (dvs.opdele den aktuelle prøve i fem lige store dele baseret på procentdelen af greenspace i deres LSOA) tildelte vi individer i stedet for en af fem forudbestemte greenspace-kvintiler baseret på fordelingen af greenspace på tværs af alle 32.482 Lsoa ‘ er i England. Selvom dette betød, at vi ikke fik nøjagtigt lige 20% af vores nuværende prøve på tværs af greenspace-kvintiler (selvom vi på grund af prøveudtagningsprotokollen stadig var meget tæt på dette, Se bilag B) denne tilgang gjorde det muligt at udlede slutninger over hele landet snarere end blot til den aktuelle prøve. I sonderende følsomhedsanalyser definerede vi greenspace som GLUD-kategorien ‘greenspace’ kun, med GLUD-kategorien ‘haver’ udelukket. Dette gav meget lignende resultater, så vi fokuserede på den mere inkluderende definition, der inkluderer begge aspekter. I yderligere sonderende følsomhedsanalyser tildelte vi individer til fem greenspace-kategorier defineret af lige store områder af greenspace-dækning (f.eks. 0-20%, 21-40%, 41-60% osv.) snarere end kvintiler baseret på procentdele af befolkningen. Dette gav også meget lignende resultater, så igen besluttede vi at gå med den mest almindelige tilgang. I efterfølgende analyser fungerede den mindste grønne kvintil som referencekategori.
områdeberøvelse
hver LSOA i England vurderes med hensyn til flere parametre for afsavn, herunder arbejdsløshed og kriminalitet, uddannelsesniveauer, indkomst, sundhedsmålinger, barrierer for boliger og tjenester og livsmiljøet. Et samlet indeks for Multiple Deprivation (IMD) score er afledt af disse underdomæner57. Efter tidligere undersøgelser52, vi tildelte enkeltpersoner til afsavn kvintiler baseret på LSOA, hvor de boede. Som med greenspace var Skæringspunkterne for områdeberøvelseskvintiler også baseret på alle Lsoa ‘ er i England snarere end dem i den aktuelle prøve for at tillade slutning til befolkningen som helhed (mest berøvet kvintil = ref).
luftforurening
et vejledende mål for luftforurening blev operationaliseret som lsoa-baggrund PM10 tildelt tertiler af alle Lsoa ‘ er i England (laveste partikelkoncentration = ref). PM10 koncentrationer, baseret på Forureningsklima kortlægning (PCM) model simulationer58, blev gennemsnitligt i perioden 2002-2012 og samlet fra 1 km kvadratopløsning til LSOAs.
kontrol på individuelt niveau
kontrol på individuelt niveau, der kan sammenlignes med tidligere undersøgelser på dette område6, 7, 12, 13, 15 omfattede: køn (mand = ref); alder (kategoriseret som 16-64 = ref; 65+); erhvervsmæssig social karakter (AB (højeste, f. eks. ledelsesmæssig), C1, C2 og DE (laveste, f. eks. ufaglært arbejdskraft, = ref) som fuldmagt for individuel socioøkonomisk status (SES); beskæftigelsesstatus (fuld tid, deltid, i uddannelse, pensioneret, ikke arbejder/arbejdsløs = ref); forholdsstatus (gift/samboende; single/adskilt/skilt/enke = ref); etnicitet (hvid britisk; andet = ref); antal børn i husstanden (larg 1 vs. 0 = ref); og hundeejerskab (ja; nej = ref).
to yderligere kontrolvariabler var særlig vigtige. For det første spurgte undersøgelsen: ‘har du en langvarig sygdom, et helbredsproblem eller et handicap, der begrænser dine daglige aktiviteter eller den slags arbejde, du kan udføre?'(‘Begrænset funktion’: Ja; Nej = ref). Herunder denne variabel, i det mindste delvist, styrer for omvendt årsagssammenhæng. Hvis der findes lignende sammenhænge mellem natureksponering og sundhed og velvære for både dem med og uden begrænset funktion, ville dette understøtte forestillingen om, at foreningerne ikke kun skyldes sundere, mere mobile mennesker, der besøger naturen oftere.
vi kontrollerede også for antallet af dage om ugen, som folk rapporterede at deltage i fysisk aktivitet > 30 minutter; i den nuværende analyse dikotomiseret som enten møde eller ikke møde retningslinjer på 150 minutter om ugen (dvs. 5 dage i ugen med fysisk aktivitet >30 minutter). Nogle mennesker opnår denne retningslinje, selvom fysisk aktivitet i naturlige indstillinger35, således kan enhver sammenhæng mellem tid brugt i naturen og sundhed simpelthen skyldes den fysiske aktivitet, der er involveret i disse indstillinger. Vi mener, at dette ikke er tilfældet i den nuværende sammenhæng, fordi (rangordens) korrelation mellem ugentlig naturkontakt og antallet af dage om ugen en person involveret i >30 minutter fysisk aktivitet var bare rs = 0.27. Ikke desto mindre, ved at kontrollere for ugentlige aktivitetsniveauer, modellerede forhold mellem Tid i naturen og sundhed har mindre bias fra denne kilde, og, derfor, forbedrede skøn over tilknytning til natureksponering i sig selv.
Temporal controls
på grund af den flerårige poolede karakter af dataene blev år / bølge også kontrolleret for. Foreløbig analyse fandt ingen effekt af den sæson, hvor dataene blev indsamlet, så dette blev udelukket fra de endelige analyser.
analysestrategi
Undersøgelsesvægtede binomiale logistiske regressioner blev brugt til at forudsige de relative odds for, at et individ ville have ‘godt’ helbred eller ‘højt’ velvære som en funktion af ugentlig natureksponering med hensyn til varighedskategorier pr.uge. Model fit blev leveret af pseudo R2; her estimerer den mere konservative koks og Snell. Resultatet binære variabler blev først regresseret mod eksponeringsvarighedskategorierne for at teste direkte relationer; justerede modeller blev derefter specificeret til at omfatte de individuelle og områdeniveaukontrolvariabler. På grund af manglende arealniveaudata for et lille mindretal af deltagerne (n = 456) var vores estimeringsprøver for disse justerede modeller n = 19.808. Foreløbig analyse viste, at de vægtede beskrivende proportioner blandt denne reducerede estimeringsprøve kun adskilte sig ubetydeligt fra dem blandt alle tilgængelige observationer i den bredere MENE-prøve, hvilket tyder på, at vores komplette case-analysemetode ikke fordrejede populationsrepræsentativiteten af estimeringsprøven. Den fulde n = 20.264 prøve blev opretholdt for den ikke-justerede model for at give den mest nøjagtige, vægtede repræsentation af dataene, da reduktion af ikke-justerede modeller til n = 19.808 producerede praktisk talt identiske resultater. Selvom vores hovedanalyser anvendte varighedskategorier af ugentlig naturkontakt, anvendte en sonderende analyse generaliserede additivmodeller, der inkorporerede en Straffet kubisk regressionsspline af varighed som en kontinuerlig variabel (justering for det samme sæt kovariater). Dette gjorde det muligt for os at producere et ‘glattere’ plot af dataene. Analyser og plotning blev udført ved hjælp af R version 3.4.1, ved hjælp af pakker mgcv og visreg59.
for at undersøge generaliserbarheden af ethvert mønster på tværs af forskellige sociodemografiske grupper stratificerede vi også a priori analyserne på flere område-og individuelle kovariater (som defineret ovenfor), som har vist sig at være vigtige i tidligere undersøgelser: (a) Urbanicitet; (b) kvarter greenspace; (c) områdeberøvelse; (D) køn; (e) Alder; (f) begrænset funktion; (g) individuel socioøkonomisk status (SES); (f) etnicitet; og (g) fysisk aktivitet. I tilfælde af de tre multi-kategori forudsigere (område greenspace/deprivation, individuelle SES) blev binære klassifikationer afledt for de stratificerede analyser for at opretholde robuste stikprøvestørrelser i hver kategori. I tilfælde af lsoa greenspace og deprivation blev der foretaget binære splittelser baseret på median cut-point for alle Lsoa ‘ er i England; SES blev dikotomiseret ved at kollapse kategorierne for social klasse på standard måde, A / B / C1 vs. C2 / D / E.