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食品中微生物的分布
食品中微生物的分布是决定食品是否引起健康危害的重要因素,并直接影响微生物采样和检测的结果.正确认识食品中微生物的分布情况,有助于在食品安全管理中做出科学的决策.人们在实际应用中习惯将微生物分布看作对数正态分布或者泊松分布,而事实上食品中的微生物更多时候呈不均匀、不规则分布.本文重点介绍了食品中微生物的空间分布、频率分布和统计分布的选择.
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2015-2017年浙江省登记涂阳肺结核患者的空间分析
目的 分析浙江省登记涂阳肺结核患者的空间分布规律,探测聚集区域,为进一步研究结核病危险因素及制定防控策略提供理论依据.方法 收集2015-2017年浙江省的89个县(市、区)登记涂阳肺结核患者的登记资料,将其与浙江省电子地图相匹配,利用ArcGIS 10.0作为数据管理和呈现的平台,构建空间数据库.利用GeoDa 1.6.0软件分别计算全局Moran's I指数和局部Moran's Ⅰ指数,以检验浙江省涂阳肺结核的空间自相关性;并采用SaTScan 9.3软件进行时空聚集分析,探讨浙江省涂阳肺结核登记分布的空间自相关性及聚集范围.结果 2015-2017年浙江省共登记涂阳肺结核患者30 292例,各县(市、区)的年均登记发病率为20.69/10万(4.73～45.61/10万).浙江省各县(市、区)涂阳肺结核患者登记的分布具有全局空间自相关性(Moran's Ⅰ=0.429,Z=5.834,P=0.001);在局部空间自相关分析中,将25个P＜0.05的具有局部空间正相关(高-高聚集模式十低-低聚集模式)与局部空间负相关(低-高聚集模式十高-低聚集模式)的县(市、区)筛选出来,其中高-高聚集模式[12个县(市、区)]+低低聚集模式[11个县(市、区)]占92.0％(23/25),提示局部空间分析结果主要表现为空间正相关.利用SaTScan软件进行时空聚集分析,共探测出包含18个县(市、区)的4个聚集区域,每个聚集区域差异均有统计学意义[对数似然比(LLR)值分别为211.54、57.66、51.70、44.47;P值均＜0.001].结论 浙江省登记涂阳肺结核分布情况存在明显的空间自相关,具有较强的空间异质性.
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地市级中心血站机采血小板库存管理初探
目的:探索机采血小板库存量的合理控制方法,以保证临床血小板供应的及时性,同时减少不合理的过期报废.方法:依照泊松分布数据进行概率计算,以每天使用量0.9以上的概率和5天不使用量0.10概率需要备用的血小板数量制订库存要求.结果:根据概率计算A、B、O、AB各型血小板库存控制量分别为2、1、2、0人份,库存控制后当天血小板供应率为98.71%,合同未满足率为2.37%,均比控制前有所提高;库存控制后血小板供应的新鲜度为0.98±1.00天,与控制前相比略有下降;血小板过期报废率控制前后无显著性差异.结论:采用库存控制方法后临床供应及时性和满足率均得到提高,由于供应的及时性提高,进而又促进了临床使用量的递增.
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地理景观对长沙市肾综合征出血热传播的影响
目的 掌握地理景观因素对长沙市肾综合征出血热(HFRS)传播的影响.方法 收集2005 -2009年长沙市各乡镇HFRS发病数据,共327例；收集整理2005-2009年长沙市人口数据、第二次全国土地调查数据及长沙市气象数据,建立长沙市乡镇尺度HFRS疫情景观因素空间数据库.采用时空聚类分析与泊松回归分析方法,探索长沙市2005-2009年HFRS传播的时空分布与地理景观影响因素.结果 2005-2009年长沙市HFRS发病率分别为1.16/10万(70例)、0.95/10万(58例)、1.40/10万(87例)、0.75/10万(47例)、1.02/10万(65例).主成分泊松回归分析显示,HFRS发病与耕地[中位数(M)=29.00 km2]、城乡用地面积(M=6.12 km2)呈正相关[发病率比(IRR)=1.34,95％ CI:1.27～1.41]；与林地(M=39.00 km2)(IRR=0.67,95％ CI:0.55 ～0.81)及园地面积(M=0.99 km2)(IRR =0.74,95％ CI:0.63～0.86)呈负相关.HFRS病例在时空传播上呈现集聚性,一级聚类区出现在2006-2007年以地理位置(28.9N,113.37E)为中心,半径为22.22 km的区域,发病67例,发病率为4.4/10万,RR =5.23,对数似然比(LLR)=51.61.二级聚类在2008-2009年集中于( 28.2N,113.6E)位置,发病11例,发病率为10.6/10万,RR=10.77,LLR=16.01.结论 地理景观变化与HFRS在长沙市的流行与传播存在重要联系.
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山东省莒南县肾综合征出血热时空分布概率模型分析
目的 探讨莒南县肾综合征出血热(HFRS)病例时空分布特点.方法 对莒南县HFRS时空分布进行概率模型分析.结果 莒南县HFRS病例的时间分布和空间分布皆不符合泊松分布(χ~2=38.44,P＜0.05;χ~2=138.58,P＜0.05),而服从于负二项分布(χ~2=2.81,P＞0.05;χ~2=2.96,P＞0.05),说明二者存在聚集性.高峰时点在4月21日,发病高峰期在2月10日至6月25日;空间分布主要集中在该县西部平原地带.结论 要做好重点区域和关键季节HFRS的防治.
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泊松分布在消毒与灭菌效果监测法检出限中的应用
目的 用泊松分布的方法研究消毒技术规范中消毒与灭菌效果监测法的检出限,并用试验对其进行验证.方法 用大肠埃希菌ATCC 25922、金黄色葡萄球菌ATCC 29213两种标准菌作为试验菌,配制一系列浓度的菌悬液,模拟消毒与灭菌效果监测法的操作过程,从某浓度菌悬液中取1 ml倾注培养,连续100次,计数能检出细菌的试验次数,与公式计算的理论次数进行卡方检验比较,验证理论计算值与试验值是否存在差异有统计学意义.结果 计算值与试验值两种菌株差异均无统计学意义；当从某一菌悬液中取1 ml进注培养,要求细菌检出率在99.00％、95.00％、90.00％、60.00％、50.00％时,其菌悬液的浓度要求分别为4.61、3.00、2.30、0.92、0.69CFU/ml.结论 在消毒效果监测过程中,对于采样后得到的混合溶液只能进行部分接种时,其不同检出率下的检出限可以用泊松分布的公式P(0)=e-λ进行计算,对于灭菌要求的监测,当细菌量很少时,将出现漏检,建议对其方法进行改进.
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武威市胃癌遗传因素研究
目的:探讨武威市胃癌的遗传因素.方法:应用移民流行病学研究方法对移居新疆奇台县的武威籍居民的胃癌患病情况进行调查;根据胃癌死亡登记资料采用Poisson(泊松)分布模型拟合,并用频数分布拟合优度的Y2检验进行验证.胃癌家族史调查采用病例-对照研究方法,对有家族史的胃癌分布用二项分布(p+q)n模型拟合.胃癌的分离比、遗传度分别采用Li-Mantel-Cart法与Falconer回归法估算.结果:移民胃癌一代及后裔均较祖籍武威同期的死亡率(57.61/10万)为低,但高于定居地奇台县同期死亡率(23.67/10万)的水平.胃癌在以村为单位和家族中呈现地区和家族聚集性,P＜0.01.胃癌的分离比为0.077 4,显著＜0.25.胃癌一级亲属的遗传度为22.91%,二级亲属遗传度为20.07%.结论:武威市胃癌发病存在遗传易感性,遗传所起的作用占1/4～1/5,遗传方式为多基因遗传.
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甘肃省武威市胃癌危险因素分析
目的 分析甘肃省武威市胃癌高发的危险因素,为胃癌的一级预防提供病因学线索.方法 应用移民流行病学研究方法对移居新疆维吾尔自治区奇台县的武威籍居民因胃癌死亡的情况进行调查;地区聚集性分析根据胃癌死亡登记资料采用Poisson分布模型拟合,并用频数分布拟合优度的x2检验进行验证;家族聚集性分析,采用二项分布(p+q)n数学模型拟合,实际发病数与理论数的差异比较用x2检验;用历史性队列研究方法观察四种癌前疾病的癌变情况;采用紫外分光光度法和盐酸萘乙二胺法分别测定饮用水中的硝酸盐氮和亚硝酸盐氮含量.结果 移民胃癌一代及后裔均较祖籍武威市同期的死亡率为低,但高于定居地奇台县同期死亡率水平;胃癌在以村为单位和家族中呈现地区和家族聚集性;胃息肉、萎缩性胃炎、胃溃疡、残胃等四种痛前疾病的人年癌变率依次为0.459%、0.431%、0.381%、0.178%;人群特异危险度百分比依次为41.26%、29.35%、4.68%、3.39%;硝酸盐氮和亚硝酸盐氮无论是地表水还是浅井水武威市均明显高于兰州市(P＜0.01).结论 移民一代及后裔的胃癌死亡率低于祖籍但高于定居地的水平,胃癌发病存在地区与家族聚集性;居民饮用水中富含硝酸盐氮和亚硝酸盐氮;胃息肉、萎缩性胃炎、胃溃疡、残胃等四种胃部慢性疾病为武威市胃癌高发的内在因素.
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哈尔滨1.28 60Co源放射事故受照者的生物剂量估算
淋巴细胞染色体畸变分析是估算受照剂量的一种可靠的生物学方法.胞质分裂阻断微核法被证明是继染色体畸变分析后又一较为有价值的估算受照剂量的生物学方法.作者用本实验室建立的染色体畸变和微核的剂量效应曲线,对1998年1月28日哈尔滨60Co源放射事故受照者所受剂量进行了估算,并用双着丝粒加环的泊松分布u检验,判断是否为不均匀照射.现将结果报道如下.
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基于泊松分布的中心供氧系统氧气消耗量峰值估算
为解决中心供氧系统氧气消耗量峰值的计算问题,为设备引进提供科学依据,用工程教学中的泊松分布确定氧气消耗量分布的数学模型,进行推导和相关演算验证,得出了一种能够快速估算医院氧气使用状况的方法.
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基于马尔科夫过程的卫生装备配置研究
目的:通过伤员伤势转换分析和卫生装备随机服务过程分析,解决考虑伤员伤势分布随机性和动态性条件下的卫生装备配置问题.方法:通过分析伤员状态转换过程,利用泊松随机过程和马尔科夫链构建救治机构伤员队列变化模型,分析救治机构卫生装备随机服务过程,规划服务规则,通过专家调研获取状态转移参数,建立伤势自然转移参数和救治后伤员伤势更新向量,通过模拟工具求解卫生装备配置问题.结果:以野战医疗所急救台为分析对象,通过实例数据和模拟计算,求解出急救台优配置,急救台配置求解结果与当前普遍实行的配置接近.结论:基于马尔科夫链过程对卫生装备配置进行求解,能够反映伤势变化和救治队列的波动性,求解结果较为可靠,求解方法具有较高的通用性和实用性,可以为卫生装备配置和优化等研究提供必要的方法支撑.
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二项分布在管理中的应用
1 引言 二项分布是概率论中重要的分布之一,无论在管理理论研究还是在管理实践中都有着很重要的作用.通过本文这几个例子可以看到,所有的概率结果都不仅仅是枯燥乏味的数字,在数字的后面蕴含着丰富的思想和内涵.
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腹部照射血液及细胞遗传学的变化
目的研究腹腔肿瘤患者放疗后血液和细胞遗传学的变化.方法选择腹腔肿瘤患者46例.加速器照射或60Coγ射线与加速器混合照射.每周照射5 d,每天照射一次,每次组织中心剂量2 Gy,总剂量43～60 Gy.观察白细胞及淋巴细胞计数,淋巴细胞微核及淋巴细胞染色体畸变.结果腹腔肿瘤患者接受放疗后白细胞数逐渐减少,以淋巴细胞减少更明显,淋巴细胞微核率明显高于照前水平(P＜0.01),染色体畸变和畸变细胞率随累积剂量增加明显增多.结论腹腔肿瘤患者接受放疗后,血细胞变化规律和急性全身照射近似,但变化程度明显减轻,速度变慢,染色体畸变偏离泊松分布.
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广义估计方程与多水平模型在相关资料中的比较研究
目的 通过不同分布模型之间的比较分析,选择较合适的模型进行估计.方法 对一家庭资料拟合不同分布、不同内部相关性与不同样本量的模型进行比较分析.结果 在小样本估计中,GEE1对参数回归系数和标准误的估计比MLM稳定.在样本数较大时,GEE1和MLM两种模型的有效性已无差别.结论 在相同问题的分析上根据数据类型、研究目的和资料的性状,选择恰当的模型进行分析.
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泊松分布参数的短置信区间
目的 根据抽样结果估计泊松分布参数λ的短置信区间.方法 证明了参数λ短置信区间的存在和唯一性,利用搜索法用Matlab编程求得短置信区间,将短置信区间的长度与用一般的方法求得的置信区间的长度进行了比较.结果 对置信度0.90、0.95、0.99和样本总计数1～50给出了短置信区间表,可作为统计用表使用.结论 短置信区间估计精度比用一般的方法的精度有显著提高,用短置信区间作为参数λ的区间估计更精确.
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应用Excel做泊松分布及其近似正态分布的电脑实验
泊松分布是统计学中一种较为抽象的离散型理论分布,是一种用以描述罕见事件发生次数的概率分布.
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四川省达州市开江县肾综合征出血热死亡病例空间分布规律探讨
目的 探讨肾综合征出血热死亡病例空间分布理论概率模型,为制订防治策略提供科学依据.方法 采用Poisson分布和负二项分布,对四川省达州市开江县1979-2010年肾综合征出血热死亡病例空间分布进行拟合.结果 开江县肾综合征出血热死亡病例的实际分布不服从Poisson分布(x2=40.64,P＜ 0.01),而服从于负二项分布(x2=1.86,P＞0.50).结论 开江县肾综合征出血热死亡病例在空间分布不是随机均匀的,而有严格的地区聚集性.可能与当地医疗条件、患者缺乏保健知识等因素有关.
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尿液有形成分分析仪低颗粒浓度结果比对简易判断标准
目的 建立尿液有形成分分析仪低颗粒浓度结果比对的简易判断标准.方法 收集不同UF-1000i全自动尿液有形成分分析仪(简称UF-1000i)各颗粒浓度精密度[变异系数(CV)]数据,通过建立颗粒浓度和CV之间的拟合曲线方程及多台比对仪器合并精密度(CV合并)与判断标准之间的拟合曲线方程,获得多台仪器不同颗粒浓度的结果比对判断标准.结果 红细胞(RBC)、白细胞(WBC)、管型(CAST)、上皮细胞(EC)、细菌(BACT)颗粒浓度和精密度之间的曲线方程分别为Y=48.561X-0.5700(r=0.9807)、Y=29.273X-0.4520(r=0.9826)、Y=34.787X-0.5460(r=0.9825)、Y=31.542X-0.4610(r=0.9847)、Y=157.760X-0.5980(r=0.9931).多台仪器CV合并与比对判断标准的拟合曲线方程为Y=4.299X+0.0007(r=1.0000).除BACT之外,泊松分布95％可信区间与拟合曲线方程判断标准一致.结论 尿液有形成分分析仪低颗粒浓度结果比对可选用泊松分布95％可信区间作为判断标准,当BACT比对结果不符合时,可再使用拟合曲线方程进行判断.
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泊松分布原理在传染病漏报调查中的应用
法定传染病居民漏报调查是采用对人群随机抽样调查的方法,通过了解调查人数中法定传染病发病情况来估算发病率.调查结果的可信性评价是分析调查结果的关键,本文应用Possion分布原理对调查结果的可信性进行了评价.
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泊松分布在手足口病预警中的应用
目的：探索泊松分布在手足口病早期预警中的应用。方法使用杭州市2009—2011年手足口病数据建立数据库，采用移动平均位数法计算每周疾病期望发病数，用poisson分布计算每周发生聚集性疫情的概率，如果概率小于某检验水准，则发出预警信号，通过现场流行病学调查对预警信号进行核实。结果在检验水准α=0.05的情况下，通过poisson检验，发出预警信号44起，经核实33起预警信号出现聚集性疫情，预警信号阳性预测值为75.00%，灵敏度为94.29%，特异度为35.29%，约登指数为29.58%。比移动平均控制图法和《传染病自动预警信息系统》效能高。结论泊松分布结合移动平均位数法可作为手足口病的一种简单便捷的预警方法推广。
