Rotu-/etnisiin vähemmistöihin kuuluvien aikuisten COVID{0}}-rokotuksen kannustaminen Yhdysvalloissa: 209 dollaria annosta kohden voisi vakuuttaa epäröijät

Abstrakti

Tausta

Yli kaksi vuotta koronavirustaudin (COVID{0}}) pandemiasta on edelleen epäselvää, voivatko taloudelliset kannustimet vähentää rokotteiden epäröintiä ja parantaa rokottamattomien keskuudessa olevien keskuudessa. Tässä tutkimuksessa arvioitiin rotuihin/etnisiin vähemmistöihin kuuluvien aikuisten halukkuus Yhdysvalloissa hyväksyä taloudellisia kannustimia COVID-19-rokotteelle ja vähimmäismäärä, joka tarvitaan riittävän suuren osan tästä väestöstä rokottamiseen.

cistanche-edut miehille - vahvistavat immuunijärjestelmää

menetelmät

Elokuusta syyskuuhun 2021 suoritimme online-kyselyn, johon osallistui 367 mustaa/afrikkalaisamerikkalaista ja latinalaisamerikkalaista potilasta, joiden ikä oli vähintään 18 vuotta, kahdeksasta Rhode Islandin terveyskeskuksesta. Ehdollisissa arviointikysymyksissä arvioitiin vastaajien halukkuutta hyväksyä (WTA) kannustimet COVID{6}}-rokotteelle käyttämällä satunnaisia ​​lähtökohtia ja iteratiivisia kannustintarjouksia 5–50 dollaria annosta kohden. Tilatut logistiset regressiomallit tutkivat vastaajien ominaisuuksien ja WTA:n välisiä assosiaatioita. Ennustavat todennäköisyydet mallinnettiin käyttämällä sekä tutkimusalueen sisäisiä että tutkimuksen ulkopuolisia kannustintarjousten määriä ja niitä verrattiin rokotuskynnyksiin, joita tarvitaan lauman immuniteetin saavuttamiseksi.

Tulokset

Alle 30 % rokottamattomista kyselyyn vastanneista sai WTA:n rokotuksesta 50 dollaria/annos. Mallit, joissa käytettiin yli 50 dollarin kyselyn ulkopuolista kannustintarjousta, ehdottivat, että 85 % vastaajista olisi samaa mieltä siitä, että 140 dollaria/annos (95 % CI: $43-$236) voisi saada muut ihmiset hyväksymään rokotuksen, kun taas 209 dollaria /annos (95 % CI: -91 $ 509) tarvittaisiin, jotta 85 % vastaajista hyväksyisi rokotuksen itse.

cistanche tubulosa - parantaa immuunijärjestelmää

Napsauta tästä nähdäksesi Cistanche Enhance Immunity -tuotteet

【Kysy lisää】 Sähköposti:cindy.xue@wecistanche.com / Whats App: 0086 18599088692 / Wechat: 18599088692

Johtopäätökset

Tämän analyysin tulokset voivat auttaa suunnittelemaan kannustinjärjestelmiä, joilla pyritään vähentämään rodullisia/etnisiä eroja rokotteiden ja tehosteiden käyttöönotossa, mikä on jatkossakin tärkeää, kun SARS-CoV{1}}-taudin uusia variantteja ilmaantuu.

Avainsanat

Taloudelliset kannustimet, Rokotukset, COVID-19, Ehdollinen arvostus, Halukkuus hyväksyä, Yhdysvallat

Keskeisiä kohtia terveyspolitiikan suunnittelijoille

• Tämän Rhode Islandin rodullisten/etnisten vähemmistöjen aikuisten kesken tehdyn satunnaisen arviointitutkimuksen havainnot osoittivat, että 50 dollarin tarjoaminen annosta kohden ei riittänyt kannustamaan riittävän suurta prosenttiosuutta (enintään 85 %) rokottamattomista hyväksymään COVID-rokotteen{{2 }}.

• Mallinnetut teoreettiset arviot viittaavat siihen, että vähintään 85 % rodullisiin/etnisiin vähemmistöihin kuuluvista aikuisista olisi halukkaita ottamaan rokotuksen, jos he saisivat korvauksen 140–209 dollaria annosta kohden.

• Englannin äidinkielenään puhuvat ja ne, jotka olivat jo saaneet vähintään yhden annoksen COVID-19-rokotetta, olivat valmiita hyväksymään pienemmän kannustinsumman vastineeksi COVID-19-rokotuksesta.

Tausta

Yhdysvalloissa (USA) rokottamattomat aikuiset joutuvat noin 10 kertaa todennäköisemmin sairaalahoitoon ja 11 kertaa todennäköisemmin kuolevat SARS-CoV-2-infektioon verrattuna täysin rokotettuihin henkilöihin [1–3]. Huhtikuuhun 2022 mennessä lähes 25 % Yhdysvaltojen koko väestöstä ei kuitenkaan ollut vielä saanut ainuttakaan annosta COVID{8}}-rokotetta nuoremman iän, alhaisemman koulutuksen ja tulotason sekä republikaaneihin suuntautuneen poliittisen suuntautumisen keskeisiä ennustajia. rokotteen epäämisestä [4, 5]. Vaikka rodulliset/etniset erot rokotusmäärissä ovat kaventuneet latinalaisamerikkalaisten aikuisten rokotteiden käyttöönoton aikana, musta/afrikkalainen amerikkalainen rotu/etninen alkuperä on edelleen johtava rokotteen epäröintien ennustaja eri maantieteellisillä alueilla ja sosioekonomisessa asemassa [6]. Heinäkuussa 2022 CDC raportoi, että rotu/etninen tausta oli tiedossa 75 %:lla ihmisistä, jotka ovat saaneet yhden annoksen rokotetta. Mustat/afrikkalaiset amerikkalaiset muodostavat 10 % tästä ryhmästä, mikä on pienempi kuin heidän osuutensa koko väestöstä (12 %), ja latinalaisamerikkalaisia ​​on 21 % verrattuna heidän osuuteensa koko väestöstä (19 %). Valkoisia oli 55 % niistä, jotka saivat vähintään yhden annoksen, verrattuna heidän osuuteensa koko väestöstä (59 %) [6]. Täysin rokotettujen mustien/afrikkalaisamerikkalaisten ja latinalaisamerikkalaisten aikuisten prosenttiosuus, jotka ovat saaneet vähintään yhden tehosteannoksen, on myös suhteettoman pienempi verrattuna valkoisiin aikuisiin [6]. COVID-19-pandemian alkuvaiheessa osavaltioiden hallitukset sekä julkiset ja yksityiset työnantajat panivat täytäntöön kannustusohjelmia, kuten arpajaisia ​​ja ehdollisia kannustimia, kannustaakseen COVID-19-rokotuksia ja torjuakseen jatkuvaa kriittistä massaa rokottamattomia. Yhdysvalloissa [7–9]. Silti useimmat arpajaiset ja kannustinjärjestelmät toteutettiin tapauskohtaisesti, ja niillä oli vähäinen vaikutus rokotteiden käyttöön. Esimerkiksi satunnaistetussa kontrolloidussa tutkimuksessa, joka tarjosi kohtuullisia 50 $:n kannustimia yli 2500 Medicaid-potilaalle, ei havaittu tilastollisesti merkitseviä parannuksia 30-päivärokotusten määrässä kannustuksen jälkeen, ja samanlaiset tutkimukset osoittivat myös rajallista parannusta rokotuksissa. hinnat vaatimattomien kannustimien jälkeen, jotka vastaavat 25–68 dollaria henkilöä kohti [10–12]. Ohiossa ja muissa osavaltioissa suuret arpajaiset, joissa rokotetut voittajat voivat ansaita yli miljoona dollaria, eivät myöskään ole onnistuneet merkittävästi lisäämään COVID{37}}-rokotusten määrää tai hidastamaan päivittäisten rokotusasteiden laskua verrattuna muihin kuin arpajaiset [13–16]. Viimeaikaiset kommentit viittaavat siihen, että rokotteen edistämistoimenpiteet, jotka tarjoavat taatun käteismaksun, ovat tehokkaampia ja osallistujien arvostamia, mutta optimaalisen kannustimen määrän ja vastaanottajan profiilin ymmärtämisessä on edelleen aukkoja [17, 18]. Näin ollen sen dollarimäärän määrittäminen, joka tarvitaan rokottamattomien keskeisten populaatioiden asteikon kallistamiseen, on kriittinen askel SARS-CoV-2-tartunnan hidastamisessa ja lauman immuniteettikynnysten saavuttamisessa [19–21]. Tietojemme mukaan ehdollisia taloudellisia kannustimia COVID-19-rokotteelle ei ole vielä testattu erityisesti rokottamattomille mustille/afrikkalaisamerikkalaisille ja latinalaisamerikkalaisille aikuisväestölle Yhdysvalloissa. Tämän tutkimuksen tarkoituksena oli 1) arvioida optimaalinen määrä, joka tarvitaan kannustimiin. riittävän suuri määrä mustia/afrikkalaisamerikkalaisia ​​ja latinalaisamerikkalaisia ​​aikuisia hyväksymään COVID-rokotteen-19; ja 2) tunnistaa avaintekijät, jotka liittyvät rokotteen hyväksymiseen näissä populaatioissa. Tämän pilottitutkimuksen tulokset voivat auttaa suunnittelemaan tosielämän taloudellisia kannustinohjelmia, joilla pyritään rohkaisemaan rotuun/etnisiin vähemmistöihin Yhdysvalloissa kuuluvia rokotuksia, mikä on jatkossakin tärkeää, kun SARS-CoV:n uusia muunnelmia ilmaantuu{52}}. [22].

cistanche-kasveja lisäävä immuunijärjestelmä

menetelmät

Tutkimuspopulaatio ja tiedonkeruu 

Tiedot kerättiin sähköisen ehdollisen arvonmääritystutkimuksen avulla aikuisista, vähintään 18-vuotiaista, jotka tunnistivat itsensä mustiksi/afrikkalaisamerikkalaisiksi tai latinalaisamerikkalaisiksi ja olivat aktiivisia potilaita 8 Providence Community Health Centerissä (PCHC) Rhode Islandissa. Kysely toteutettiin elo- ja syyskuussa 2021 olemassa olevan Health Insurance Portability and Accountability Actin (HIPAA)--yhteensopivan tekstiviestijärjestelmän kautta, jota PCHC käyttää potilaiden kanssa viestimiseen. Tekstiviestikutsut lähetettiin soveltuvien potilaiden mukavuusotokseen kustakin terveyskeskuksesta, jonka puhelinnumerot ja rotuun/etnisyyteen liittyvät tiedot olivat saatavilla. Kiinnostuneet potilaat vahvistivat kelpoisuutensa sähköisesti, antoivat sähköisen tietoisen suostumuksensa ja heille lähetettiin sitten linkki sähköisen kyselyn täyttämiseksi. PCHC:n pyynnöstä kyselyssä oli vain 8 kysymystä vastausten väsymisen estämiseksi. Kysymysten tarkoituksena oli kerätä henkilökohtaisia ​​sosiodemografisia tietoja, rokotustilaa ja satunnaisia ​​arvioita hypoteettisista dollareista, joita tarjottiin kannustamaan ihmisiä rokottamaan COVID-virusta vastaan-19. Kyselyyn vastaaminen kesti keskimäärin 10 minuuttia, ja kaikki vastaukset pysyivät anonyymeinä. Osallistujat saivat 10 dollarin sähköisen Amazon-lahjakortin kyselyn täyttämiseen. Osallistujat saattoivat vastata kyselyyn joko englanniksi tai espanjaksi. Tutkimuksen suunnittelivat Brownin yliopiston Alpert School of Medicine ja School of Public Health tutkijat, ja sitä hallinnoivat PCHC:n yhteistyökumppanit. Brownin yliopiston ihmistutkimuksen suojaohjelma arvioi tutkimuksen, ja se sai vapautuksen 6. toukokuuta 2021 (pöytäkirja nro 2104002981).

Kyselykokeen suunnittelu

Käytimme sulautettua tutkimuskokeilua, jonka tarkoituksena oli tuottaa eksogeenisiä vaihteluita vasteissa arvioidaksemme vähimmäiskannustimen, joka tarvitaan potilaiden ottamaan vastaan ​​vähintään yksi COVID{0}}-rokote [23]. Kuva 1 Käytimme satunnaisia ​​lähtökohtia ja iteratiivista hinnoittelua. Tietokone valitsi satunnaisen 1 dollarin kannustimen ennalta määritetyltä alueelta (eli 5–50 dollaria 5 dollarin erissä). Ensimmäisessä kysymyksessä kysyttiin kaikilta vastaajilta, olivatko he saaneet vähintään yhden annoksen COVID{7}}-rokotetta kyselyn aikaan, ja sen jälkeen: "Luuletko, että muut ihmiset hyväksyisivät yhden dollarin lahjakortin korvaukseksi jokaisesta rokotepistos?". Vain niille osallistujille, jotka eivät olleet saaneet vähintään yhtä annosta COVID-19-rokotetta kyselyn loppuun mennessä, esitettiin sitten jatkokysymys: "Hyväksytkö 2 dollarin lahjakortin korvaukseksi jokaisesta rokotepistoksesta ?". Jatkokysymys nosti 2 dollarin kannustinsummaa 5 dollarilla, jos vastaaja ei hyväksynyt ensimmäistä 1 dollarin summaa, ja alensi 2 dollarin kannustinsummaa 5 dollarilla, jos vastaaja oli valmis hyväksymään tai oli epävarma, hyväksyisikö hän ensimmäisen. 1 dollarin summa. Jokaisen suljetun ehdollisen arvostuskysymyksen vastausvaihtoehdot olivat toisensa poissulkevia (kyllä/epävarma/ei). Koko mittausväline on lisätietotiedostossa 1 (SI1).

Tilastolliset analyysit

Kaikki analyysit suoritettiin käyttämällä StataSE 15 -ohjelmistoa (Stat Corp., College Station, TX, USA). Ensinnäkin kiinnostavien muuttujien osalta raportoimme jatkuvien ja kategoristen ominaisuuksien keskiarvot ja keskihajonnat tai frekvenssit ja prosenttiosuudet yleisesti ja kyselyvastaajan rokotustilan mukaan. Jatkuvien muuttujien osalta käytettiin ANOVA-merkittävyystestiä vertaamaan ominaisuuksia rokotettujen ja rokottamattomien yksilöiden välillä. Kategorisille muuttujille käytettiin Pearsonin khin neliön merkitsevyystestiä. Lopullisesta analyyttisestä näytteestä ei puuttunut tietoja. Toiseksi suoritettiin monimuuttuja-analyysi suhteellisella kertoimella järjestetyn logit (polytominen logistinen) regressiomallin perusteella. Riippuvat muuttujat, eli (1) osallistujan vastaus siihen, olisivatko muut ihmiset WTA-kannustintarjous, ja (2) osallistujan vastaus siihen, olisivatko he itse WTA-kannustintarjous, luokiteltiin kolmeen eri tasoon: {{5} }Ei, 1=Epävarma, 2=Kyllä, jos "Epävarma"-vastausten oletettiin ilmaisevan mieltymystä jossain "Ei" ja "Kyllä" välillä. Riippumaton muuttuja oli satunnainen 1 dollarin tai ehdollinen 2 dollarin kannustinsumma. Valittaessa malli, jolla on pienin Akaike Information Criterion (AIC) -arvo, kaikki kyselyn kautta kerätyt sosiodemografiset muuttujat sisällytettiin lopulliseen malliin selittäviksi muuttujiksi, erityisesti vastaajan ikäluokka (18–29 vuotta; 30–49 vuotta). ; 50–64-vuotiaat; 65-vuotiaat ja vanhemmat), rotu/etninen alkuperä (sekä mustalaiset että latinalaisamerikkalaiset; vain latinalaisamerikkalaiset; vain mustat), ensisijainen kieli (englanti; espanja) ja sukupuoli. Sukupuoli määritettiin alun perin 7-luokkakysymyksellä, jossa oli seuraavat vastausvaihtoehdot: Gender Non-Conforming/Genderqueer; Mies; Ei-binaarinen; Transsukupuolinen mies / Transmies; Transsukupuolinen nainen/ Transnainen; Nainen; Älä vastaa mieluummin. Analyyseissa käytettiin binääristä valemuuttujaa sukupuoleen (nainen tai transnainen/transnainen/ei). Tilastollisen merkitsevyyden tasoksi asetettiin 0,10. Kullekin WTA-estimaatille malli tarjosi regressiokertoimia, joiden antilogit olivat kerroinsuhteet (OR), jotka ilmaisevat yhden riippumattoman muuttujan 1-yksikkölisäyksen vaikutuksen kaikkien muiden pysyessä vakioina. Tilattujen logit-mallien tekniset tiedot sisältyvät lisätietotiedostoon 2 (SI2).

Kuva 1 Ehdollisen arvostuskyselyn suunnittelu

Kolmanneksi käytimme Statan marginaalikomentoa järjestetyn logit-regression jälkeen ennustaaksemme yhden yksikön (5 dollarin) muutoksen inkrementaalista vaikutusta todennäköisyyteen, että vastaaja vahvisti muita tai he itse olisivat WTA (WTA=Kyllä) rokottamiseen tarjottu teoreettinen kannustin [24]. Ennakoivia marginaaleja sovellettiin käyttämällä sekä hypoteettisia kannustinsummia ehdollisen arvostustutkimuksen perusteella (eli summia, jotka vaihtelivat USD 5–5 USD{16}} 5 USD:n lisäyksin) että tutkimuksen ulkopuolisia summia, jotka vaihtelivat 55–250 USD/annosta. Tässä analyysissä käytämme termiä "kyselyn ulkopuoliset määrät" viittaamaan teoreettisiin kannustinmääriin, jotka on mallinnettu, mutta joita ei sisällytetty osallistujille annettuun ehdolliseen arvostukseen. Ennustettuja todennäköisyyksiä verrattiin 85 %:n kynnykseen perustuen yleisesti mainittujen rokotusasteiden ylärajaan, joka tarvitaan laumaimmuniteetin saavuttamiseksi koko Yhdysvaltain populaatiossa [20, 21]. Kannustinsummat, joille WTA:n todennäköisyys oli 0,85, standardivirheet ja 95 %:n luottamusvälit laskettiin Delta-menetelmällä [25, 26].

Tulokset

Kesäkuusta heinäkuuhun 2021 PCHC-potilaille lähetettiin yhteensä 7 157 kutsutekstiä. Näistä 367 potilasta suoritti täysin ehdollisen arvostuskyselyn ja sisällytettiin analyyttiseen otokseen, mikä vastaa noin 5 prosentin vastausprosenttia. Taulukko 1 Viisikymmentäkaksi prosenttia kyselyyn vastanneista piti itseään mustina/afrikkalaisamerikkalaisina ja 51 prosenttia latinalaisamerikkalaisina. Vastaajista suurin osa oli naisia ​​tai transsukupuolisia naisia ​​(76,8 %), alle 50-vuotiaita (79,3 %) ja englanninkielisiä (80,7 %). Lähes 72 % vastaajista oli saanut vähintään yhden annoksen COVID{19}}-rokotetta kyselyn valmistumisajankohtana. 104 rokottamattoman kyselyyn vastanneen joukossa yleisimmin mainittu syy rokotuksen lykkäämiseen oli halu odottaa lisätodisteita rokotteen turvallisuudesta.

Kuva 2a näyttää niiden kyselyyn vastanneiden osuuden, jotka valitsivat kunkin mahdollisen vastauksen ("Ei", "Epävarma", Kyllä) harkitessaan, olisivatko muut ihmiset valmiita hyväksymään COVID-19-rokotteen jopa 50 USD:n kannustimella. (1 dollari). Osallistujien osuus, jotka valitsivat "Kyllä", kasvoi kannustinmäärien kasvaessa. 43 prosenttia (42,7 %) osallistujista uskoi, että muut ihmiset saisivat WTA-kannustimia 0-10 dollarin verran rokotuksesta verrattuna. 54,2 prosenttiin, kun kannustimet ovat $41-$50 USD. Kuva 2b näyttää niiden kyselyyn vastanneiden osuuden, jotka valitsivat jokaisen mahdollisen vastauksen harkitessaan, olisivatko he itse valmiita hyväksymään COVID{14}}-rokotteen Kannustin tarjotaan jopa 50 dollariin (2 dollariin). Ne, jotka valitsivat "Kyllä", kasvoivat summien kasvaessa ja vaihtelivat 10,5 %:sta 0-$10 - 33,3 prosenttiin, kun kannustimet ovat välillä $41-$50. Taulukossa 2 on esitetty tilattujen logististen regressiomallien tulokset, jotka analysoivat tekijöitä, jotka liittyvät halukkuuteen hyväksyä kannustinmääriä, joita oli tarjottu tutkimuksessa COVID-19-rokotuksesta. Sekä oikaistuissa että mukauttamattomissa malleissa todennäköisyys, että muut ihmiset ovat valmiita hyväksymään rokotuskannustimia, kasvoivat 2 % jokaisella 5 dollarin lisäyksellä kannustimen määrään (kertoimen suhde (OR) ja 95 %:n luottamusväli (CI): 1,02 (1.{1). ( p=0.011)). Todennäköisyys, että vastaajat uskoivat muiden ihmisten olevan WTA:ta, satunnainen kannustinmäärä oli 2,72 kertaa suurempi rokotetuilla kuin rokottamattomilla (95 % CI: 1,82–5,75; p<0.01) and 3.27 times greater for English-speaking compared to Spanish-speaking respondents (95% CI: 1.73–4.27; p<0.01). Age, race, and gender of the respondent were not statistically significantly associated with believing other people would be WTA the random incentive amount. Odds of the respondents themselves being WTA the incentive was not significantly associated with incentive amount or any other sociodemographic indicator.

cistanche-kasveja lisäävä immuunijärjestelmä

Tilattujen logitregressioiden lisävaikutuksia käyttämällä lasketut tutkimuksen ulkopuoliset arviot osoittivat, että todennäköisyys sille, että vastaajat ovat valmiita hyväksymään rokotuskannustimia, saavuttaisivat tarvittavat kynnykset, jos kannustinsummat nostettaisiin 210 dollariin annosta kohden. Kuva 3 Teoreettisten summien avulla 50–250 dollaria annosta kohden osoitti, että 85 % kyselyyn vastanneista oli samaa mieltä siitä, että 140 dollaria annosta kohden (95 % CI: $43-$236) riittää vakuuttamaan muut ihmiset hyväksymään rokotuksen, kun taas 209 dollaria annosta kohden (95 % CI: -$91-$509) tarvittaisiin, jotta 85 % osallistujista rokottaisi itsensä. Kuva 4 (lisätiedot) kuvaa ennustettuja todennäköisyyksiä olla WTA-kannustimia sosiodemografisille tekijöille, jotka liittyivät tilastollisesti WTA-kannustimien todennäköisyyteen.

Taulukko 1 Kuvaavat tilastot rodullisiin/etnisiin vähemmistöihin kuuluvista aikuisista Rhode Islandissa, jotka suorittivat ehdollisen arvostustutkimuksen

Keskustelu

Tämä Rhode Islandin terveyskeskusten potilaiden pilottitutkimus osoitti, että 50 dollarin tarjoaminen annosta kohden ei riittänyt rohkaisemaan vähintään 85 prosenttia rodullisiin/etnisiin vähemmistöihin kuuluvista aikuisista ottamaan rokotuksen COVID-virusta vastaan-19. Kannustinsumman korottaminen 5 dollarilla paransi keskimäärin vain vähän (2 %) todennäköisyyttä, että tämä väestö olisi valmis vastaanottamaan rokotteen. Tutkimuksen ulkopuoliset ennusteet viittaavat siihen, että $140-$ 209 annosta kohden voisi kannustaa vähintään 85 % rokottamattomista mustista/afrikkalaisamerikkalaisista ja latinalaisamerikkalaisista aikuisista hyväksymään rokotuksen. Tuloksemme ovat yhdenmukaisia ​​Yhdysvalloissa tehtyjen viimeaikaisten tutkimusten kanssa, jotka osoittavat, että 50 dollarin tai sitä pienemmät palkkiot vaikuttavat vain vähän COVID{11}}-rokotteen käyttöönoton parantamiseen. Kuten aiemmin mainittiin, Medicaid-potilaiden satunnaistettu tutkimus (NCT04867174) osoitti, että rokotusasteet eivät parantuneet merkittävästi 30 päivän jälkeen potilailla, jotka oli satunnaistettu saamaan joko 10 tai 50 dollaria, verrattuna ei-kannustettuihin kontrolleihin [10]. Samanlaisia ​​vaikutuksia on havaittavissa muissa korkean tulotason maissa, joissa maltillisilla, rahallisilla 25–50 euron (~28–57 dollarilla) rokotuskannustimilla on paljon pienempi vaikutus rokotteiden käyttöön kuin rokotteiden saatavuuden lisäämisellä tai yhteiskunnallisten vapauksien tarjoamisella (esim. rento karanteeni). vaatimukset) rokotetuille henkilöille [27]. Ehdolliset arpajaiset, joiden kannustinsummat vaihtelevat 68 dollarista osallistujaa kohden yli 1 miljoonaan dollariin, eivät ole myöskään antaneet riittävän vakuuttavia todisteita tehokkaista välineistä osavaltiotason rokotusasteiden nostamiseen, mikä ei ole yllättävää, kun otetaan huomioon, että rokottamattomat aikuiset Yhdysvalloissa näyttävät suosivan taattuja 100 dollarin käteiskannustimia. annosta kohden arpajaisissa, joissa on suurempi mahdollinen voitto [11, 13, 14, 16, 18]. Kovan Pohjois-Carolinan pilottikannustinohjelma osoitti, että rokotusten aloittaminen väheni vähemmän terveyskeskuksissa, jotka takasivat 25 dollarin käteiskortin aikuisille, jotka saivat ensimmäisen COVID-19-rokotteen tai ajoivat jonkun saamaan ensimmäisen annoksen COVID{34}}-rokotteita verrattuna laitoksiin, joissa ei ollut kannustimia. Aggregoituja, klinikkatason tietoja siten, että potilaan rodun/etnisen taustan ja rokotusten välistä yhteyttä ei voitu arvioida [12]. Tietojemme mukaan edellä mainittujen ohjelmien hallinnoimat kannustinsummat valittiin suurelta osin mielivaltaisesti, eivätkä ne perustuneet mihinkään muodolliseen ennakkoarviointiin potilaiden mieltymyksistä (esim. diskreetin valinnan kokeella) tai potilaiden WTA-arvosta (esim. ehdollisen arvostustutkimuksen kautta). , mikä voisi selittää vähäisen havaitun vaikutuksen. Tulevat kannustinohjelmat voivat pystyä lisäämään vaikutustaan ​​rokotteiden käyttöasteisiin, jos niiden kannustinmäärät perustuvat potilaskeskeiseen empiiriseen näyttöön, mukaan lukien tämän tutkimuksen tulokset.

Kuva 2. Niiden "muiden ihmisten" osuus, jotka ovat valmiita hyväksymään ehdollisia taloudellisia kannustimia korvauksena kerta-annoksesta COVID{1}}-rokote. Kuvassa ovat vastaukset 367 henkilöltä, jotka vastasivat ehdolliseen arviointikysymykseen: "Luuletko, että muut ihmiset hyväksyisivät 1 dollarin lahjakortin korvaukseksi jokaisesta rokotepistoksesta?", jossa 1 dollari oli satunnaisesti luotu kannustinsumma, joka vaihtelee USD 5-$50. Hyväksymismuuttujat olivat 3-tason, toisensa poissulkevia kategorisia vastauksia=3, jos vastaaja oli valmis hyväksymään kannustimen määrän,=2 jos ei ollut varma, ja=1 jos ei halunnut hyväksyä. b Sellaisten kyselyyn vastanneiden osuus, jotka ovat valmiita hyväksymään ehdollisia taloudellisia kannustimia korvauksena kerta-annoksesta COVID{11}}-rokote. Kuvassa on vastaukset 104 henkilöltä, jotka vastasivat ehdolliseen arviointikysymykseen: "Hyväksytkö 2 dollarin lahjakortin korvaukseksi jokaisesta rokotepistoksesta?", jossa 2 dollaria oli satunnaisesti luotu kannustinsumma, jonka suuruus oli ${{ 15}}50 dollaria. Hyväksymismuuttujat olivat 3-tason, toisensa poissulkevia kategorisia vastauksia=3, jos vastaaja oli valmis hyväksymään kannustimen määrän,=2 jos ei ollut varma, ja=1 jos ei halunnut hyväksyä

Taulukko 2 Tekijät, jotka liittyvät halukkuuteen hyväksyä ehdollisia taloudellisia kannustimia rokottamiseen COVID-virusta vastaan-19

Tässä tutkimuksessa havaitut keskimääräiset WTA-arviot 140–209 dollaria annosta kohti ovat alhaisemmat kuin vastaavat arvot, jotka on raportoitu aiemmin pandemian aikana; Carpion ja hänen kollegoidensa 2000 yhdysvaltalaiselta aikuiselta joulukuussa 2020 ja tammikuussa 2021 vahvistamat tiedot osoittavat, että vähintään 525 dollarin mediaanimaksut tarvittaisiin, jotta 50 % henkilöistä, jotka olisivat halukkaita ottamaan rokotuksen vain korvauksen saaneen, olisi riittävästi kannustettava [28]. Tämä 525 dollarin kannustinsumma on kuitenkin samanlainen kuin havainnot, joissa oletamme vastaajien oman WTA:n ylärajaksi (500 dollaria/annos). Siitä huolimatta erot WTA-arvoissa pandemian viimeisen 1,5 vuoden aikana voivat heijastaa kasvavaa luottamusta COVID{12}}-rokotteisiin, koska rokotteiden turvallisuudesta ja tehokkuudesta on pidempi näyttö tai parannettu kansanterveysviestintä [29]. Lisäksi oletamme, että kaksi harhaa on saattanut vaikuttaa siihen, että vastaajat uskovat, että muut olisivat WTA:lla pienempi kannustintarjous kuin he itse olivat WTA:ssa. Sosiaalinen toivottavuusharha tai vastaajien taipumus vääristellä vastauksiaan näyttämään suotuisammilta, olisi voinut vaikuttaa siihen, että vastaajat valitsivat pienemmän summan muiden WTA:lle, jos he uskoivat tämän olevan tutkijoiden toivoma vastaus. Toiseksi, koska jatkokysymys esitettiin vain rokottamattomille henkilöille, syvälle juurtuneen rokotteen epäröinnin aiheuttama harha olisi voinut johtaa siihen, että rokottamattomat osallistujat olisivat halunneet muuttaa omaa rokotteen hyväksymiskäyttäytymistään suurempaa kannustinta kuin muut. Tämä tutkimus perustuu aiemmin mainittuun työhön, ja se tarjoaa uusia empiirisiä todisteita vähimmäismäärästä, joka tarvitaan kannustamaan riittävä prosenttiosuus kahdesta rodullisista/etnisistä populaatioista, jotka ovat kohdanneet suhteettoman suuria terveyseroja COVID{17}}-pandemian aikana. Tietojemme mukaan tutkimuksemme on ensimmäinen, joka on saanut näkemyksiä yksinomaan mustilta/afrikkalaisilta ja/tai latinalaisilta/latinalaisilta vastaajilta. Aiemmat tiukat tutkimukset COVID-19-rokotteen taloudellisista kannustimista ovat eritellyt analyyseja rodun mukaan. Tutkimuksen keskittyminen mustiin ja latinalaisamerikkalaisiin populaatioihin mahdollistaa ryhmien sisäisen analyysin rokotusten eroista. [10, 30].

Kuva 3 Ennusteet kannustimen määrästä, jonka Rhode Islandin rodun/etnisten vähemmistöjen aikuiset olisivat valmiita hyväksymään COVID-19-rokotteen. Kuvassa näkyvät ennustetut todennäköisyydet, jotka liittyvät kannustinmääriin, joita tarvitaan, jotta muut olisivat halukkaita hyväksymään COVID{2}}-rokotteen, sekä vastaajat itse WTA-rokotteen saamiseen perustuen marginaalien jälkeisen estimointikomennon tuloksiin. Todennäköisyydet ennustettiin käyttämällä korkeampia teoreettisia kannustinmääriä, jotka vaihtelivat 50–250 dollaria annosta kohden, eivätkä ne edusta WTA-todennäköisyyksiä ehdollisen arvostustutkimuksen tiedoista. Vaakasuora viiteviiva on asetettu 85 %:iin perustuen yleisimmin mainittujen immunisaatioiden ylärajaan, joka tarvitaan laumaimmuniteetin saavuttamiseksi koko Yhdysvaltain populaatiossa.20 WTA: Hyväksymishalu

Tällä tutkimuksella on joitain rajoituksia. Ensinnäkin potilailta vaadittiin toimiva, tekstiviestillä varustettu puhelin, jotta heidät voidaan kutsua vastaamaan kyselyyn. Tämä vaatimus olisi voinut aiheuttaa valintaharhaa, jos olisi ollut merkittäviä sosioekonomisia tai demografisia eroja potilaiden, joilla oli pääsy toimivaan matkapuhelimeen, ja niiden, joilla ei ollut, välillä. Toiseksi, korkea vastaamatta jättäminen ja yli 75 % vastaajista oli naisia, toivat todennäköisesti valintaharhan otokseen. Yhdysvaltojen terveyskeskusten potilaat ovat kuitenkin suhteettoman paljon naisia, mikä on sopusoinnussa tutkitun väestömme kanssa [31]. Lisäksi, kuten Rupp ja kollegat ovat kuvanneet, on edelleen epäselvää, kuinka kyselyyn vastanneiden ominaisuuksia verrataan vastaamattomien ominaisuuksiin; Joissakin aikaisemmissa tutkimuksissa on havaittu, että vastaamatta jättäneille on tyypillistä huonompi terveys verrattuna vastaajiin, kun taas muissa tutkimuksissa ei ole havaittu eroja terveydentilassa [32]. Muut tekijät, kuten koulutustaso, ulkomaalaisen asema tai työllisyysvaatimuksista johtuva rajoitettu saatavuus, ovat saattaneet edelleen vaikuttaa valintaharhaan ja mahdollisesti rajoittaa havainteidemme yleistettävyyttä [33, 34]. Kolmanneksi mahdolliset erot ilmoitettujen aikomusten ja todellisen käyttäytymisen välillä ovat luontaisia ​​hyväksymishalukkuuden analyyseille [6, 35, 36]. Siitä huolimatta suositusten mukaiset menetelmät ovat edelleen hyödyllisiä arvioitaessa käyttäytymisnäkymiä, ja puhelinpohjainen, itsehallinnollinen kyselysuunnittelu auttoi todennäköisesti minimoimaan mahdollisen sosiaalisen toivottavuuden harhan [37]. Neljänneksi, koska kyselyn sisäisiä kannustinmääriä käyttävien logististen regressioanalyysien tulokset johtivat suurelta osin nollalöydöksiin, arviot 140–209 dollaria annosta kohti, jotka tarvitaan vähintään 85 %:n rokotteen käyttöönoton saavuttamiseen, perustuvat tutkimuksen ulkopuolisiin ennusteisiin. Vaikka tutkimuksen ulkopuolista (out-of-sample) ennustetta käytetään yleisesti ekonometriassa, on tarpeen testata näitä korkeampia kannustimien tasoja suuremmassa ehdollisen arvostustutkimuksessa tai satunnaistetussa kokeessa, jotta voidaan määrittää näiden summien toteutettavuus ja hyväksyttävyys. [38, 39]. Laajempi ehdollinen arviointitutkimus tai pilottikokeilu voi myös auttaa kaventamaan optimaalista kannustinsummaa 140–209 dollarin välillä, mikä saattaa olla kustannussäästöjä ohjelman ylläpitäjille. Lopuksi tulokset perustuivat 367 Rhode Islandin terveyskeskuksen mustan ja latinalaisamerikkalaisen potilaan tietoihin, joten löydöksemme eivät välttämättä ole yleistettävissä mustiin ja latinalaisamerikkalaisiin aikuisiin muualla Yhdysvaltoja, koska käytettävissä on potilaspopulaatioita ja rokotteiden käyttöaste Rhodessa. Saarella kyselyn aikaan rajoitimme tutkimusväestön niihin rodullisiin/etnisiin ryhmiin, joilla oli suurin riski haitallisille terveysvaikutuksille, mukaan lukien vähemmän rokotteiden ottoa. Tämä kuitenkin rajoitti kykyämme verrata WTA-arvioitamme valkoisiin aikuisiin ja muihin rodullisiin/etnisiin vähemmistöihin, joita tulisi tutkia tulevassa työssä. Tutkimuksen pituuden rajoitusten vuoksi yksityiskohtaisempia demografisia tietoja, mukaan lukien sosioekonominen asema, maantiede ja liitännäissairaudet, ei kerätty. Tulevan tutkimuksen pitäisi kerätä nämä lisätiedot sekä poliittinen sitoutuminen [40], jotta voidaan tunnistaa kattavammin tärkeimmät rokotteiden hyväksymisen määräävät tekijät.

Tätä tutkimusta koskevat kyselytiedot varmistettiin ennen erittäin tarttuvan Omicron-variantin syntyä Yhdysvalloissa ja ennen kuin useimmat aikuisväestöstä olivat oikeutettuja saamaan mRNA- tai Janssen COVID{0}} -rokotteen tehosteannoksen [41, 42 ]. On mahdollista, että kyselyyn vastanneet olisivat olleet valmiita hyväksymään pienempiä kannustinmääriä COVID-tartuntahuippujen aikana tai välittömästi tehosterokotteiden hätäkäyttöluvan jälkeen, kun rokotusten "kysyntä" olisi voinut olla suurempi. On kuitenkin epätodennäköistä, että riittävä prosenttiosuus kyselyyn vastanneista olisi saanut WTA-kannustimia niinkin alhaisina kuin 50 dollaria annosta kohti, kun otetaan huomioon pandemian alkaessa raportoidut korkeat WTA-arvot ja mustien henkilöiden dokumentoitu epäröinti ottaa vastaan ​​rokotuksia ilman maksua [27] . Myös valintamme 85 %:n rokotuskynnykseksi, joka tarvitaan laumaimmuniteetin saavuttamiseksi Yhdysvalloissa, perustui tiedonkeruun aikaan leviävien COVID{6}}-genotyyppien tarttuvaisuuteen [20, 21]. Laajempiin terveyspoliittisiin tavoitteisiin perustuvien vaihtoehtoisten kynnysarvojen soveltaminen tautien torjuntaan voi olla tarkoituksenmukaisempaa, koska väestön käyttäytyminen ja viruksen tarttuvuus muuttuvat ajan myötä [21, 43]. Rotu-/etnisiin vähemmistöihin kuuluvien väestöryhmien yleiset rokottamisen pelotteet voivat keskittyä korkeaan epäluottamukseen itse rokotteeseen (esim. huoli haitallisista sivuvaikutuksista) ja heikkoihin subjektiivisiin rokotusnormeihin läheisessä sosiaalisessa verkostossa [44–50]. Siksi optimaaliset kannustimet on räätälöitävä näiden ryhmien erityiseen riski- ja haavoittuvuusprofiiliin, ja niiden on oltava riittävän korkeat kannustamaan positiiviseen käyttäytymisen muutoksiin, mutta eivät niin korkeita, että ne pahentaisivat mahdollisia kohtuuttomia vaikutuksia koskevia huolenaiheita [51]. Ja vaikka rodullinen tasa-arvo COVID-19-rokotusasteessa on parantunut viime kuukausina, rokotusten jatkaminen rotu-/etnisten vähemmistöjen keskuudessa on välttämätöntä, jotta voidaan korjata jatkuvia eroja tehosterokotusten käytössä, kun ne tulevat suuren yleisön saataville [ 6, 52]. Asianmukaisten kannustimien määrittäminen ennen täytäntöönpanoa voi lisätä todennäköisyyttä, että rotuihin/etnisiin vähemmistöihin kuuluvat aikuiset ovat halukkaita ottamaan rokotuksen, ja auttaa vähentämään kansanterveysohjelmien taloudellisia ja toiminnallisia tehottomuutta.

Johtopäätökset

Tässä tutkimuksessa havaittiin, että kannustimet 50 dollariin asti annosta kohden eivät riitä saamaan riittävän suurta osaa mustista/afrikkalaisamerikkalaisista ja latinalaisamerikkalaisista aikuisista hyväksymään COVID-19-rokotteen. Tarjoamalla 140–209 dollaria annosta kohti saattaa riittää ylittämään suositellut rokotuskynnykset, jotka tarvitaan lauman immuniteetin saavuttamiseksi Yhdysvalloissa. Tarvitaan lisätodisteita satunnaistetusta tutkimuksesta, jotta voidaan kertoa rokotteita epäröiville väestöryhmille tarjottavien kannustinmäärien tehokkuudesta ja kustannustehokkuudesta, joka ylittää 140-$209 $.

cistanche tubulosa - parantaa immuunijärjestelmää

Viitteet

1. Scobie HM, Johnson AG, Suthar AB, et ai. COVID-tapausten, sairaalahoitojen ja kuolemantapausten seuranta rokotustilan mukaan - 13 USA:n lainkäyttöalueet, 4.4.–17.7.2021. MMWR Morb Mortal Wkly Rep. 2021;70:1284–1290. https://doi.org/10.15585/mmwr.mm7037e1ex ikuinen kuvake

2. Väliaikaiset kliiniset näkökohdat COVID-19-rokotteiden käyttöön|CDC. Tammikuu 2022. https://www.cdc.gov/vaccines/covid-19/clinical-considerat ions/covid-19-vaccines-us.html. (käytetty 1.5.2022).

3. Harris JE. COVID-19 Ilmaantuvuus ja sairaalahoito Delta-suhdanteen aikana olivat käänteisessä suhteessa rokotusten kattavuuteen Yhdysvaltain väkirikkaimpien läänien joukossa. Health Policy Technol. 2021: 100583. https://doi. org/10.1016/j.hlpt.2021.100583

4. El-Mohandes A, White T, Wyka K, et ai. COVID-19-rokotteen hyväksyminen aikuisten keskuudessa neljällä Yhdysvaltain suurella metropolialueella ja valtakunnallisesti. Sci Rep. 2021;11:21844. https://doi.org/10.1038/s41598-021-00794-6.

5. COVID-19 Rokotemonitori: rokottamattomien profiili|Kaiserin perhesäätiö. Kesäkuu 2021. https://www.kf.org/coronavirus-covid-19/poll-fnding/kf-covid-19-vaccine-monitor-profle-of-the-unvaccinated/. (käytetty 1.5.2022).

6. Viimeisimmät tiedot COVID-19-rokotuksista rodun/etnisyyden mukaan|Kaiserin perhesäätiö. 6. heinäkuuta 2022. https://www.kf.org/coronavirus-covid-19/issue- brief/latest-data-on-covid-19-vaccinations-by-race-ethnicity/. (täytetty 20. lokakuuta 2022).

7. Acharya B, Dhakal C. Valtion rokotteita edistävien arpajaisten ohjelmien toteuttaminen ja COVID{1}}-rokotteiden käyttöönotto Yhdysvalloissa. JAMA Netw Open. 2021;4(12):e2138238. https://doi.org/10.1001/jaman etworkopen.2021.38238. PMID: 34882179.

8. COVID-19 Rokotteen kannustimet – National Governors Association. Lokakuu 2021. https://www.nga.org/center/publications/covid-19-vaccine-incentives/. (käytetty 1.5.2022).

9. Polku ulos pandemiasta. Presidentti Bidenin COVID{1}}-suunnitelma. Valkoinen talo. 2021. https://www.whitehouse.gov/covidplan/. (käytetty 1 Ma7 2022).

10. Chang T, Jacobson M, Shah M, Pramanik R, Shah SB. (2021). Taloudelliset kannustimet ja muut kannustimet eivät lisää COVID{2}}-rokotteita rokotteita epäröivien keskuudessa. NBER Working Papers No 29403, National Bureau of Economic Research, Inc. https://EconPapers.repec.org/RePEc: nbr:nberwo:29403.

11. Barber A, West J. Ehdolliset käteisarpajaiset lisäävät COVID-19-rokotusastetta. J Health Econ. 2022;81:102578. https://doi.org/10.1016/j.jhealeco. 2021.102578.

12. Wong CA, Pilkington W, Doherty IA, et ai. Taatut taloudelliset kannustimet COVID{1}}-rokotteelle: pilottiohjelma Pohjois-Carolinassa. JAMA Intern Med. 2022;182(1):78–80. https://doi.org/10.1001/jamainternmed.2021. 6170.

13. Walkey AJ, laki A, Bosch NA. Lottopohjainen kannustin Ohiossa ja COVID 19 -rokotusprosentit. JAMA. 2021; 326(8):766–7. https://doi.org/10.1001/ jama.2021.11048.

14. Law AC, Peterson D, Walkey AJ, Bosch NA. Lottoperusteiset kannustimet ja COVID{2}}-rokotusprosentti Yhdysvalloissa. JAMA Intern Med. 2022;182(2):235–7. https://doi.org/10.1001/jamainternmed.2021.7052.

15. Volpp KG, Cannuscio CC. Kannustimet immuniteetille – strategioita Covid-19-rokotteiden oton lisäämiseksi. N Engl J Med. 2021;385(1):e1. https://doi. org/10.1056/NEJMp2107719.

16. Thirumurthy H, Milkman KL, Volpp KG, Buttenheim AM, Pope DG. Yhteys osavaltion laajuisten taloudellisten kannustinohjelmien ja COVID{1}}-rokotusasteen välillä. PLoS One. 2022;17(3):e0263425. https://doi.org/10.1371/ journal.pone.0263425.

17. Yli 25 vuoden todisteisiin perustuvat havainnot väestön terveydestä. Yhteisön ennaltaehkäisevien palvelujen opas (The Community Guide). Heinäkuu 2021. https://www.thecommunityguide.org/. (käytetty 1.5.2022).

18 Brewer NT, Buttenheim AM, Clinton CV, et ai. Kannustimet COVID-19-rokotteelle. Lancet Regional Health Am. 2022;8:100205. https://doi.org/ 10.1016/j.lana.2022.100205.

19. Roberto CA, Kawachi I. Behavioral Economics and Public Health. New York: Oxford University Press; 2015: 367. https://doi.org/10.1093/med/ 9780199398331.001.0001/med-9780199398331.

20. del Rio C, Malani PN, Omer SB. Confronting the Delta Variant of SARS CoV-2, kesä 2021. JAMA. 2021;326(11):1001–2. https://doi.org/10. 1001/jama.2021.14811.

21. Barker P, et ai. Lauman immuniteetin uudelleenarviointi: Covid{1}}-pandemian hallinta dynaamisessa biologisessa ja käyttäytymisympäristössä. NEJM Catalyst Innovations in Care Delivery. 2021;2(5). https://doi.org/10.1056/ CAT.21.0288.

22. Aleem A, Akbar Samad AB, Slenker AK. SARS-CoV-2 ja uudet terapiat koronaviruksen (COVID-19) vastaiset uudet variantit [Päivitetty 6. helmikuuta 2022]. Julkaisussa: StatPearls [Internet]. Treasure Island (FL): StatPearls Publishing; 2022 tammikuu- Saatavilla osoitteesta: https://www.ncbi.nlm.nih.gov/books/NBK57 0580/.

23. McFadden D. Ehdollinen arvostus ja sosiaalinen valinta. Olen J Agr Econ. 1994;76(4):689–708. http://ajae.oxfordjournals.org/content/by/year.

24. Norton EC, Dowd BE. Log Odds ja Logit-mallien tulkinta. Health Serv Res. 2018;53(2):859–78. https://doi.org/10.1111/1475-6773. 12712.

25. Oehlert GW. Huomautus Delta-menetelmästä. The American Statistician, voi. 46, nro. 1, [American Statistical Association, Taylor & Francis, Ltd.], 1992. 27–29, https://doi.org/10.2307/2684406.

26. Cox C. Delta -menetelmä. Julkaisussa: Armitage Peter, Colton Theodore., toimittajat. Encycyclopedia of Biostatistics. New York: John Wiley & Sons; 1998. 1125–1127.

27. Klüver H, Hartmann F, Humphreys M, Geissler F, Giesecke J. Suihkutusajat voivat edistää COVID-19-rokotusten ottamista. Proc Nat Acad Sci. 2021;118(36):e2109543118. https://doi.org/10.1073/pnas.2109543118.

28. Carpio CE, Coman IA, Sarasty O, García M. COVID-19 Rokotteiden kysyntä ja taloudelliset kannustimet. App Health Econ Health Policy. 2021;19(6):871–83. https://doi.org/10.1007/s40258-021-00687-9.

29. Daly M, Jones A, Robinson E. Julkinen luottamus ja halu rokottaa COVID-virusta vastaan-19 Yhdysvalloissa 14.10.2020–29.3.2021. JAMA. 2021;325(23):2397–9. https://doi.org/10.1001/jama.2021.8246.

30. Whitfield KE, Allaire JC, Belue R, Edwards CL. Ovatko vertailut vastaus rotu- ja etnisten ryhmien ikääntymisen käyttäytymisnäkökohtien ymmärtämiseen? J Gerontol B Psychol Sci Soc Sci. 2008;63(5):P301. https://doi.org/ 10.1093/GERONB/63.5.P301.

31. Wood SF, Strasser J, Sharac J, Wylie J, Tran TC, Rosenbaum S, Rosenzweig C, Sobel L, Salganicof A. Community Health Centers, and Family Planning in an Era of Policy Uncertainty. Kaiserin perhesäätiö. Maaliskuu 2018. https://fles.kf.org/attachment/Report-Community-Health-Centers-and- Family-Planning-in-an-Era-of-Policy-Uncertainty (saatu 3. marraskuuta 2022)

32. Rupp I, Triemstra M, Boshuizen HC, Jacobi CE, Dinant HJ, van den Bos GA. Valintaharha, joka johtuu vastetta jättämisestä nivelreumapotilaiden terveyskyselyssä. Eur J Kansanterveys. 2002;12(2):131–5. https:// doi.org/10.1093/eurpub/12.2.131.

33. Garcia-Continente X, Pérez-Giménez A, López MJ, Nebot M. Potentiaalinen valintaharha puhelinkyselyissä: lanka- ja matkapuhelimet. Gac Sanit. 2014;28(2):170-2. espanja.https://doi.org/10.1016/j.gaceta.2013.05. 010.

34. Greenacre ZA. Valintaharhan merkitys Internet-kyselyissä. Avaa J Stat. 2016;6(3):397–404. https://doi.org/10.4236/OJS.2016.63035.

35. Blumenschein K, Blomquist GC, Johannesson M, Horn N, Freeman P. Maksuhalukkuuden saaminen puolueettomasti: todisteita kenttäkokeista. Econ J. 2008;118(525):114–37. https://doi.org/10.1111/j.{8}}.2007. 02106.

36. Johannesson M. Huomautus terveydenhuollon ennakkomaksuhalukkuuden ja odotetun maksuhalukkuuden välisestä suhteesta. Soc Sci Med. 1996;42(3):305–11. https://doi.org/10.1016/0277-9536(95)00151-4.

37. Paulhus DL. Kaksikomponenttiset mallit sosiaalisesti toivotusta vastaamisesta. J Pers Soc Psychol. 1984;46(3):598–609. https://doi.org/10.1037/0022-3514. 46.3.598.

38. Mizen P, Tsoukas S. Yhdysvaltain joukkovelkakirjalainojen luottoluokitusten ennustaminen, jotka mahdollistavat viruksen edeltävän ja alkutilan riippuvuuden järjestetyssä probit-mallissa. Scottish Institute Research in Economics Discussion Papers. 2012;28(1):273–87. https://doi.org/10.1016/j.ijforecast.2011.07.005.

39. Yatigammana R, Peiris S, Gerlach R, Allen DE. Osakekurssien muutosten mallintaminen ja ennustaminen sarjariippuvilla tekijöillä. Riskit. 2018; 6(2):52. https://doi.org/10.3390/risks6020052.

40. CDC COVID-19 -vastaustiimi. SARS-CoV-2 B.1.1.529 (Omicron) Variant - Yhdysvallat, 1.–8. joulukuuta 2021. MMWR Morb Mortal Wkly Rep. 2021;70(50):1731–1734. https://doi.org/10.15585/mmwr.mm7050e1.

41. Wallace, J., Goldsmith-Pinkham, P., & Schwartz, JL (2022). Republikaanien ja demokraattien ylimääräiset kuolleisuusluvut COVID-19-pandemian aikana. https://doi.org/10.3386/W30512

42. Mbaeyi S, Oliver SE, Collins JP, et ai. Immunisointikäytäntöjen neuvoa-antavan komitean väliaikaiset suositukset COVID-19-rokotteiden lisäannoksille ja tehosteannoksille – Yhdysvallat, 2021. MMWR Morb Mortal Wkly Rep. 2021;70:1545–1552. https://doi.org/10.15585/mmwr. mm7044e2ulkoinen kuvake.

43. Morens DM, Folkers GK, Fauci AS. Klassisen lauman immuniteetin käsite ei välttämättä koske COVIDia-19. J Infect Dis. 2022; 226(2):195–8. https://doi. org/10.1093/INFDIS/JIAC109.

44. Bogart, LM, Dong, L., Gandhi, et ai. COVID-19 Rokotusaikomukset ja epäluottamus mustien amerikkalaisten kansallisessa näytteessä. J Natl Med Assoc. 2021;S0027–9684(21)00082–1. https://doi.org/10.1016/j.jnma.2021.05. 011.

45. Yhdysvalloissa COVID-19-rokotuksen saaneiden ihmisten demografiset ominaisuudet. CDC COVID Data Tracker. tammikuuta 2022. https://covid. cdc.gov/covid-data-tracker/#vaccination-demographic. (käytetty 1.5.2022).

46. ​​Miksi vain 28 prosenttia nuorista mustista newyorkilaisista on rokotettu. New York Times. 13. lokakuuta 2021. https://www.nytimes.com/2021/08/ 12/nyregion/covid-vaccine-black-young-new-yorkers.html. (käytetty 1.5.2022).

47. Kricorian K, Turner K. COVID-19 Rokotteiden hyväksyminen ja uskomukset mustien ja latinalaisamerikkalaisten keskuudessa. PLoS One. 2020;16(8):e0256122. https://doi.org/10.1371/journal.pone.0256122.

48. Thompson HS, Manning M, Mitchell J, et ai. Rotuun/etniseen ryhmään perustuvaan lääketieteelliseen epäluottamukseen liittyvät tekijät ja näkymät COVID 19 -rokotekokeeseen osallistumisesta ja rokotteiden käyttöönotosta Yhdysvalloissa. JAMA Netw Open. 2021;4(5):e2111629. https://doi.org/10.1001/jamanetworkopen. 2021.11629.

49. Woko C, Siegel L, Hornik R. Tutkimus alhaisista COVID--19-rokotusaikeista mustien amerikkalaisten keskuudessa: käyttäytymisuskomusten ja luottamuksen rooli COVID-19-tietolähteissä. J Health Commun. 2020;25(10):819–26. https://doi.org/10.1080/10810730.2020.1864521.

50. Mackey K, Ayers CK, Kondo KK, et ai. Rotuiset ja etniset erot COVID{1}}-infektioissa, sairaalahoidoissa ja kuolemantapauksissa: Systemaattinen katsaus. Ann Intern Med. 2021; 174:362–73. https://doi.org/10.7326/ M20-6306.

51. McFadden DL, Bemmaor AC, Caro FG, et ai. Valintakokeiden ja -tutkimusten tilastollinen analyysi. Market Lett. 2005;16:183–96. https://doi.org/10. 1007/s11002-005-5884-2.

52. Yleiskatsaus COVID-rotuihin/etnisyyteen liittyvistä tiedoista-19 Booster Shot -vastaanottajat|Kaiserin perhesäätiö. Marraskuu 2021. https://www.kf.org/coron avirus-covid-19/issue-brief/overview-of-data-on-race-ethnicity-of-covid- 19-booster-shot -vastaanottajat/. (käytetty 1.5.2022).