Several epidemiological studies have examined the possibility of a relationship between season of birth and atopic dermatitis (AD) and food allergy (FA), yet their results are contradictory. We investigated the association between season of birth and risk of AD and FA in Japanese infants. Study subjects were 612 newborn infants born at a single obstetric/pediatric clinic without perinatal diseases. Season of birth was classified as spring (March–May), summer (June–August), autumn (September–November) or winter (December–February). AD was diagnosed according to the United Kingdom Working Party’s criteria. FA was defined as present if there was a history of immediate allergic symptoms within 2 h after ingestion of a food. Specific IgE to the corresponding food was also assessed to support the diagnosis. We assessed the association between season of birth and risk of AD and FA using Cox proportional hazard models. We identified a total of 365 cases of AD occurring during 3659 person-months of follow-up. Compared with summer birth, autumn, winter, and spring birth were significantly positively associated with the risk of AD: adjusted HRs (95% CIs) were 2.67 (1.96–3.63), 1.42 (1.03–1.95), and 1.43 (1.04–1.98), respectively. We identified a total of 23 cases of physician-diagnosed FA occurring during 6815 person-months of follow-up. Being born in the summer is associated with a lower risk of AD compared to other seasons of birth. The low incidence of FA in our cohort group made it difficult to establish a valid association between FA and season of birth as the statistical power was low.

中文翻译：

---

出生季节与日本婴儿特应性皮炎风险增加有关：一项回顾性队列研究。

几项流行病学研究已经检查了出生季节与特应性皮炎 (AD) 和食物过敏 (FA) 之间存在关系的可能性，但他们的结果是相互矛盾的。我们调查了日本婴儿出生季节与 AD 和 FA 风险之间的关系。研究对象是在一个产科/儿科诊所出生的没有围产期疾病的 612 名新生儿。出生季节分为春季（3-5月）、夏季（6-8月）、秋季（9-11月）或冬季（12-2月）。AD是根据英国工作组的标准诊断的。如果在摄入食物后 2 小时内有立即过敏症状史，则 FA 被定义为存在。还评估了相应食物的特异性 IgE 以支持诊断。我们使用 Cox 比例风险模型评估了出生季节与 AD 和 FA 风险之间的关联。在 3659 人月的随访期间，我们确定了总共 365 例 AD 病例。与夏季出生相比，秋季、冬季和春季出生与 AD 风险显着正相关：调整后的 HR (95% CI) 分别为 2.67 (1.96–3.63)、1.42 (1.03–1.95) 和 1.43 (1.04–1.98) ）， 分别。在 6815 人月的随访期间，我们共确定了 23 例医生诊断为 FA 的病例。与其他出生季节相比，在夏天出生的人患 AD 的风险较低。由于统计功效低，我们队列组中 FA 的发生率较低，因此难以在 FA 和出生季节之间建立有效关联。在 3659 人月的随访期间，我们确定了总共 365 例 AD 病例。与夏季出生相比，秋季、冬季和春季出生与 AD 风险显着正相关：调整后的 HR (95% CI) 分别为 2.67 (1.96–3.63)、1.42 (1.03–1.95) 和 1.43 (1.04–1.98) ）， 分别。在 6815 人月的随访期间，我们共确定了 23 例医生诊断为 FA 的病例。与其他出生季节相比，在夏天出生的人患 AD 的风险较低。由于统计功效低，我们队列组中 FA 的发生率较低，因此难以在 FA 和出生季节之间建立有效关联。在 3659 人月的随访期间，我们确定了总共 365 例 AD 病例。与夏季出生相比，秋季、冬季和春季出生与 AD 风险显着正相关：调整后的 HR (95% CI) 分别为 2.67 (1.96–3.63)、1.42 (1.03–1.95) 和 1.43 (1.04–1.98) ）， 分别。在 6815 人月的随访期间，我们共确定了 23 例医生诊断为 FA 的病例。与其他出生季节相比，在夏天出生的人患 AD 的风险较低。由于统计功效低，我们队列组中 FA 的发生率较低，因此难以在 FA 和出生季节之间建立有效关联。和春季出生与 AD 风险显着正相关：调整后的 HR (95% CI) 分别为 2.67 (1.96–3.63)、1.42 (1.03–1.95) 和 1.43 (1.04–1.98)。在 6815 人月的随访期间，我们共确定了 23 例医生诊断为 FA 的病例。与其他出生季节相比，在夏天出生的人患 AD 的风险较低。由于统计功效低，我们队列组中 FA 的发生率较低，因此难以在 FA 和出生季节之间建立有效关联。和春季出生与 AD 风险显着正相关：调整后的 HR (95% CI) 分别为 2.67 (1.96–3.63)、1.42 (1.03–1.95) 和 1.43 (1.04–1.98)。在 6815 人月的随访期间，我们共确定了 23 例医生诊断为 FA 的病例。与其他出生季节相比，在夏天出生的人患 AD 的风险较低。由于统计功效低，我们队列组中 FA 的发生率较低，因此难以在 FA 和出生季节之间建立有效关联。与其他出生季节相比，在夏天出生的人患 AD 的风险较低。由于统计功效低，我们队列组中 FA 的发生率较低，因此难以在 FA 和出生季节之间建立有效关联。与其他出生季节相比，在夏天出生的人患 AD 的风险较低。由于统计功效低，我们队列组中 FA 的发生率较低，因此难以在 FA 和出生季节之间建立有效关联。