中国公共卫生杂志
Chinese Journal of Public Health 중국공공위생
- 主管单位： 中华人民共和国卫生和计划生育委员会
- 主办单位： 中华预防医学会
- 影响因子： 1.40
- 审稿时间： 1-3个月
- 国际刊号： 1001-0580
- 国内刊号： 21-1234/R
- 论文标题 期刊级别 审稿状态
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西昌和绍兴眼紫外线暴露强度差异比较
目的 了解不同海拔的西昌和绍兴地区眼紫外线暴露强度的日间分布及随太阳高度角变化的差异.方法 采用自行研制的眼紫外线暴露模型,在晴好天气下,分别在西昌和绍兴地区进行监测.监测的数据运用AvaSoft 7.4for USB2软件和OriginPro 8软件进行数据处理和分析.结果 大暴露状态下,西昌和绍兴地区眼紫外线A段(UVA)和紫外线B段(UVB)日间分布均呈双峰型,峰值UVA分别为2 181.91 μW/cm2和2 003.6 μW/cm2;UVB分别为117.2 μW/cm2和72μW/cm2;眼部和环境暴露比表明,在大暴露状态下,西昌和绍兴地区UVA基本相近,分别为0.79和0.80,而UVB西昌大于绍兴,分别为0.68和0.55.结论 西昌和绍兴地区眼部UVA与UVB大暴露强度的日间变化呈双峰型分布;相同太阳高度角下,眼部UVB暴露强度西昌高于绍兴,眼部UVB与环境UVB暴露比西昌亦大于绍兴.
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Rapamycin抑制PI3K/AKT/mTOR信号通路对胃癌MGC-803细胞影响
目的 探讨rapamycin作用于胃癌细胞株MGC-803后对细胞生长影响及其作用机制.方法 体外培养胃癌细胞株MGC-803,使用不同浓度rapamycin干预MGC-803细胞.采用MTT法检测细胞增殖变化;实时荧光定量PCR(QPCR)检测关键基因的表达;蛋白印迹法(WB)检测相关蛋白的表达;流式细胞术检测细胞周期及凋亡的变化.结果 与对照组相比,rapamycin对胃癌MGC-803细胞的增殖活性有明显的抑制作用,呈现出剂量依赖性(P＜0.05).Rapamycin显著抑制PI3K、AKT、mTOR、4EBP、P70S6K基因的mRNA表达,差异有统计学意义(P＜0.05);Rapamycin能抑制p-mTOR、p-P70S6K蛋白的表达;Rapamycin将细胞周期阻滞在G0/G1期,并诱导细胞凋亡(P＜0.05).结论 靶向mTOR抑制剂rapamycin可通过调控PI3 K/AKT/mTOR信号通路进而调控胃癌细胞的生长.
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镉暴露对HepG2细胞NRF2信号通路影响
目的 探讨镉暴露对HepG2细胞转录因子NF-E2相关因子2(NRF2)信号通路的影响.方法 采用甲臢比色法测定CdCl2(0、1、2.5、5、10、25、50、100、200 μmol/L)处理24 h后,HepG2细胞活力变化;应用蛋白免疫印迹法检测CdCl2(1、2、5、10、20 μmol/L)处理细胞6h后,NRF2蛋白水平;采用RT-qPCR方法检测10 μmol/LCdCl2处理细胞2、4、6、12、24 h后,GCLC、GCLM、HO1和AKR1C1 mRNA水平变化,检测CdCl2(1、2、5、10、20 μmol/L)处理细胞6h后,GCLC、GCLM、HO1和AKR1C1 mRNA水平变化.结果 HepG2细胞活力随镉处理剂量升高而降低(P＜0.05);与对照组(0.60±0.01)比较,1、2、5、10、20 μmol/L镉处理组HepG2细胞NRF2蛋白表达水平[分别为(0.65±0.01)、(1.37±0.04)、(1.94±0.05)、(2.24 ±0.07)、(2.22±0.05)]均明显升高(P＜0.05);与对照组比较,镉处理6h时,HepG2细胞内GCLC、GCLM、HO1和AKR1C1 mRNA水平[分别为(45.76±7.04)、(114.21 ±5.23)、(59.52±1.50)、(674.13 ±27.12)]明显升高(P＜0.05);与对照组比较,5μmol/L镉处理组HepG2细胞内GCLC和GCLMmRNA水平[分别为(24.77 ±2.16)、(29.93±0.67)]升高,2μmol/L镉处理组HepG2细胞内HO1和AKR1C1 mRNA水平[分别(28.55 ±2.02)、(186.32±12.63)]升高(P＜0.05).结论 镉暴露能激活HepG2细胞系中NRF2信号通路.
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吉林人参低聚肽减轻大鼠慢性炎症作用
目的 探讨吉林人参低聚肽减轻大鼠慢性炎症作用及机制.方法 将大鼠随机分为5组,分别为对照组和62.5、125.0、250.0、500.0mg/kg人参组,分别灌胃给予蒸馏水和相应浓度的吉林人参低聚肽,每天1次,连续30 d.采用棉球植入法计算棉球肉芽肿净重量、酶联免疫法检测大鼠血清中肿瘤坏死因子-α(TNF-α)、白细胞介素-1β(IL-1β)、IL-10、一氧化氮(NO)和前列腺素E2(PGE2)水平.结果 与对照组比较[(0.248±0.038)g],250.0mg/kg人参组大鼠肉芽肿净重量[(0.162-0.047)g]下降(P＜0.05),呈一定剂量效应关系;对照组大鼠血清中TNF-α、IL-1β、IL-10、PGE2水平及NO含量分别为(309.9±16.1)、(46.2±2.6)、(30.4±3.1)、(354.2±10.2)ng/L与(36.2±3.1) μmol/L,250.0mg/kg人参组大鼠血清中TNF-α、IL-1β、IL-10、PGE2水平及NO含量分别为(202.4±17.3)、(21.4±2.4)、(68.4±3.9)、(438.6±16.3) ng/L与(31.5±2.5)μmol/L;与对照组比较,250.0mg/kg人参组大鼠血清中TNF-α、IL-1β与NO水平下降,IL-10、PGE2水平升高(P＜0.05).结论 吉林人参低聚肽能够减轻大鼠慢性炎症反应,其机制可能与其降低促炎因子水平、升高抗炎因子水平有关.
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细粒棘球绦虫延伸因子1生物信息学分析
目的 利用生物信息学技术对细粒棘球绦虫的延伸因子1(EF-1)进行分析,探讨其诊断价值.方法 通过Expasy系统预测EF-1的理化性质,使用DNAStar软件分析蛋白亲水性、柔性区域、抗原指数及表面可及性,利用ABCpred与IEDB软件综合预测B细胞线性抗原表位,通过DNAStar软件预测T细胞表位,使用SOPMA软件预测二级结构,SWISS-MODEL网站构建EF-1的三级结构,使用MEGA软件选择neighbor joining法构建EF-1氨基酸序列的系统发育树.结果 EF-1基因序列全长1 412 bp,含有2个内含子;EF-1亲水性得分较高的区域为35～ 45、52 ～ 70、126 ～140、158 ～ 183、301～ 322、357～380、424～448;柔性区域为26 ～ 45、54 ～71、162～176、300 ～318、357 ～381、432 ～448;抗原性指数得分较高的区域分布与柔性区域一致;表面可及性得分较高的区域较少,主要分布在39 ～54、62 ～76、128 ～132、161 ～170、220 ～234、315～ 329、354 ～372、424～448;可能的B细胞线性表位的氨基酸序列为120～130、286～ 295、306 ～320、365～ 378;可能的优势性T细胞表位区域为34 ～ 48、164 ～177、222～244、280 ～290、321 ～330、396 ～407;EF-1的二级结构中α螺旋占32.81％、β折叠占22.54％、β转角占10.94％、无规则卷曲占33.71％;系统发育树结果表明多房棘球绦虫为一枝,其余聚于一枝,且内部形成许多梳齿状分枝.结论 得到4个可能形成B细胞表位的区域、6个优势性T细胞表位区域,EF-1具有较高的保守性,可作为免疫诊断和药物治疗靶点.
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DEHP亚慢性暴露对大鼠精子运动参数影响
目的 观察邻苯二甲酸(2-乙基已基)酯(DEHP)染毒90 d对大鼠精子运动能力的毒性作用.方法 将健康清洁级SD雄性大鼠40只随机分为对照组和3个DEHP染毒组(5、50、500 mg/kg),进行90 d经口染毒;取睾丸、附睾称重,并用扩散法收集大鼠附睾尾精子,应用计算机辅助精子分析系统(CASA)对精子的运动参数进行检测.结果 5 mg/kg DEHP组大鼠精子直线性(LIN)为(44.00±2.52)％,明显低于对照组(50.00±2.71)％(P＜0.05);500 mg/kg DEHP组大鼠精子鞭打频率(BCE)为(5.8 ±4.2)Hz,明显低于对照组(10.4±1.7)Hz(P ＜0.05);与对照组比较,500 mg/kg DEHP组大鼠精子的平均路径速度(VAP)、直线运动速度(VSL)、曲线运动速度(VCL)、精子头侧摆幅度(ALH)、BCF明显下降,差异均有统计学意义(均P＜0.05);随着DEHP染毒浓度增加,大鼠精子各项运动参数逐渐降低,精子的运动能力下降.结论 DEHP对大鼠附睾精子的运动能力有直接毒性作用.
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miR-214对HepG2细胞增殖及细胞周期影响
目的 探讨miR-214对HepG2细胞增殖及细胞周期的影响.方法 Realtime-PCR法检测肝癌细胞株SMMC-7721、HepG2、SK-Hep-1、Huh 7、Hep3B及正常肝细胞L-02中miR-214表达量,并利用脂质体转染miR-214NC及miR-214 mimics,采用Realfime-PCR法检测转染效果;采用MTT法、流式细胞术分别检测miR-214对肝癌细胞活力、凋亡及细胞周期影响;蛋白印迹(WB)检测miR-214对肝癌细胞中细胞周期蛋白D1(cyclinD1),细胞周期蛋白依赖性激酶4(CDK4),生存素(survivin)及增值细胞核抗原(PCNA)表达影响.结果 miR-214在肝癌细胞SMMC-7721、SK-Hep-1、Huh 7、Hep3B、HepG2中表达量[分别为(1.25±0.10)、(1.43±0.10)、(0.95±0.09)、(0.98±0.01)、(0.82±0.08)]明显低于正常肝细胞L-02 (2.52±0.23),其中HepG2中miR-214表达量低.miR-214mimics组HepG2细胞中miR-214表达量(2.38±0.23)明显高于miR-214 NC组(0.83±0.08),miR-214mimics组HepG2细胞活力(0.37±0.03)明显低于miR-214 NC组(0.78±0.07);与miR-214 NC组比较,miR-214mimics组HepG2细胞凋亡率明显升高,细胞周期阻滞于G1期,cyclinD1、CDK4、survivin及PCNA表达量下调,差异均有统计学意义(P＜0.01).结论 上调miR-214表达可抑制肝癌细胞增殖,其机制可能与调控细胞周期相关蛋白表达水平有关.
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铅对大鼠骨组织代谢影响
目的 探讨铅中毒对大鼠机体骨代谢影响及机制.方法 选取21日龄SPF级雄性SD大鼠40只,适应性喂养7d后,随机分为4组:对照组(去离子水)、低、中、高剂量铅组(0.1％、0.2％、0.3％醋酸铅水);饲养60 d后,称重;取大鼠后肢股骨,ICP法测定股骨中Pb、Ca含量;采用常规苏木素-伊红染色法(HE)对大鼠骨组织形态进行观察;应用荧光定量RT-PCR法测定大鼠骨骼中过氧化物酶体增长因子活化受体γ(PPAR-γ)、Wnt2、转录因子1(Tcf-1)、和β-catenin基因表达量.结果 与对照组比较,随着染铅剂量增加,低、中、高剂量铅组大鼠骨骼铅含量[分别为(0.221 5±0.033 0)、(0.335 3±0.040 7)、(0.399 2±0.030 9)mg/g]均升高,而骨钙含量[分别为(21.719 4±1.120 8)、(21.559 5±1.094 0)、(21.421 7 ±0.7002)mg/g]均下降,差异均有统计学意义(P＜0.05);与对照组比较,低、中剂量铅组大鼠骨小梁相对变薄、变细,高剂量铅组大鼠股骨骨小梁稀疏、变细、变薄或断裂,骨髓腔相对扩大;与对照组比较,高剂量铅组大鼠骨骼中PPAR-γ、Wnt2、Tcf-1及β-catenin mRNA表达量[分别为(0.821 3±0.0202)、(0.852 6 ±0.030 8)、(0.874 3 ±0.077 2)、(0.874 5 ±0.055 3)]均下降,差异均有统计学意义(P＜0.05).结论 铅对大鼠骨组织中钙的吸收具有抑制作用,对骨组织结构具有损伤作用,其机制可能与下调骨骼中PPAR-γ、Wnt2、Tcf-1及β-catenin基因表达有关.
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黄芪总皂苷对H22荷瘤小鼠肿瘤抑制作用及机制
目的 探讨黄芪总皂苷对小鼠肝癌H22肿瘤生长及免疫功能影响.方法 建立小鼠肝癌H22移植瘤模型,小鼠随机分为对照组、模型组、黄芪总皂苷高、中、低剂量组;称重法检测小鼠抑瘤率、脾脏指数、胸腺指数;噻唑蓝法检测小鼠淋巴细胞增殖能力及T淋巴细胞转化能力,酶联免疫法检测小鼠血清中白细胞介素-2(IL-2)含量.结果 与对照组比较,模型组小鼠体重[(24.90±2 82)g]明显减轻,胸腺、脾脏指数[分别为(1.47±0.45)、(3.97 ±0.05) mg/g]明显下降,淋巴细胞增殖能力(0.10 ±0.02)及转化能力[(1.08±0.03)％]明显降低,血清1L-2含量[(87.59±28.60)pg/mL]明显下降(P＜0.05);与模型组比较,黄芪总皂苷各剂量组小鼠肿瘤生长均明显受到抑制,黄芪总皂苷低、中、高剂量组小鼠胸腺与脾脏指数[分别为(2.18±0.34/)、(2.47±0.54/)、(2.51±0.46/)与(5.42±0.84)、(6.13±0.71)、(6.46±0.85) mg/g]升高,淋巴细胞增殖能力[分别为(0.17±0.01)、(0.18±0.03)、(0.19±0.01)]和T淋巴细胞转化能力[分别为(1.14±0.07)、(1.15±0.06)、(1.20±0.07)％]增强,血清IL-2含量[分别为(117.67±30.28)、(121.80±34.04)、(124.93±37.10)pg/mL]升高.结论 黄芪总皂苷可抑制小鼠肝癌H22肿瘤细胞的增殖,其机制可能与增强机体的免疫功能有关.
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福建省局部地区消化系统主要癌种空间自相关分析
目的 探索福建省部分肿瘤登记地区以乡镇为尺度的食管癌、胃癌、结直肠癌和肝癌等消化系统主要恶性肿瘤空间分布特征和聚集性.方法 于2007-2012年以福建省长乐市、涵江区和福清市3个肿瘤登记处作为研究现场,收集4种消化系统主要恶性肿瘤分乡镇发病率,应用ArcGIS 10.3软件进行全局和局部Moran's I、G统计量自相关分析.结果 食管癌、胃癌、结直肠癌和肝癌全局Moran's I分别为0.734 011、0.932 897、0.633 696和0.644 418(均P＜0.001);食管癌、胃癌、结直肠癌全局G统计量分别为0.000 024、0.000 020和0.000 017(均P＜0.001).局部Moran's I自相关显示,食管癌有11个H-H(高-高值)区域;胃癌有8个H-H区域、7个L-L(低-低值)区域;结直肠癌有8个H-H区域、1个H-L(高-低值)区域、6个L-L区域;肝癌有11个H-H区域、1个L-H(低-高值)区域、8个L-L区域.局部G自相关结果显示,食管癌有3个冷点和1个热点;胃癌有4个冷点和2个热点;结直肠癌有6个冷点和1个热点;肝癌有1个冷点和2个热点.结论 消化系统主要恶性肿瘤在乡镇级别空间上呈现非随机分布,4个癌种均有其独特的热点、冷点以及发病率高低交错的聚集区域.
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院前急救创伤患者流行病学特征分析
目的 分析深圳市院前急救创伤患者的流行病学特征,为制定科学的创伤防控措施提供依据.方法 收集深圳市急救中心2011-2015年所有创伤患者调度出车及院前电子病历数据,导入SPSS 19.0进行描述性统计分析.结果 5年间院前创伤患者逐年增加,在纳入的79 480例创伤患者中,20 ～49岁青壮年占76.5％;一年中,以10-12月份创伤患者较多,二月份少;每日就诊,以夜间20:00-22:00较多,凌晨4:00-6:00较少;急救反应时间分布呈非正态分布,救护车到达现场时间中位数为9.12 min,救护车到达医院时间中位数为23.31 min;各区急救反应时间不均衡;致伤原因前3位为交通伤、斗殴伤、跌倒伤,交通伤占42.74％,55岁之前的致伤原因前3位均为交通伤、斗殴伤、跌倒,56岁之后顺位改变为跌倒、交通伤和斗殴伤,跌倒居首位,占39.51％;下肢和脊柱受伤比例随年龄增长而增高;重伤原因以交通伤、高处坠落伤、刀砍刺伤、斗殴伤、酗酒致伤为主.结论 深圳院前创伤患者的流行病学特点与其移民城市的性质密切相关,深圳市急救资源的配置依然不均衡,老龄人创伤的流行病学分布不同于其他人群,值得重视.
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福建省2004-2015年淋病流行特征及发病趋势预测分析
目的 分析福建省2004-2015年淋病疫情流行病学特征及未来趋势,为制定防治策略提供科学依据.方法 对2004-2015年福建省淋病病例报告资料进行统计分析,应用灰色系统GM(1,1)建立淋病发病率预测模型.结果 淋病报告发病率从2004年的21.92/10万下降为2015年的13.88/10万,呈下降趋势(x2=692.485,P＜0.01).发病率以25～29岁年龄组为高.报告病例较多的地区为经济较发达的泉州、厦门和福州市.男性报告病例数明显超过女性,男女性别比在逐年增大.预测福建省2016-2018年淋病发病率仍然呈下降趋势.结论 福建省淋病发病率虽然呈下降趋势,但各种感染危险因素依然存在,需要根据淋病的流行特点采取有效的措施控制淋病的传播与蔓延.
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湖北7～18岁学生超重、肥胖流行特征及影响因素
目的 了解湖北7～18岁学生超重与肥胖流行现状及主要影响因素.方法 运用2014年湖北省体质调研数据计算个体的体质指数(BMI),分析城乡、男女以及各年龄之间的差异,并对可能的影响因素进行logistic回归分析,筛选出主要影响因素.结果 7～18岁学生超重、肥胖分别为1 361、673人,各占11.59％、5.73％;超重、肥胖检出率男生分别为901、458人,各占15.29％、7.77％,女生分别为460、215人,各占7.87％、3.68％,男生超重肥胖率明显高于女生,差异有统计学意义(P＜0.01);城市超重肥胖分别为798、475人,分别占13.78％、8.20％,乡村分别为563、198人,分别占9.46％、3.33％,差异有统计学意义(P＜0.01);对各因素进行logistic回归分析,在其他因素固定下,性别、年龄、经济状况以及是否愿意参加长跑对超重肥胖的发生有影响.结论 儿童青少年超重肥胖受性别、年龄、城乡以及运动情况的影响.
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北京地区居民睡眠时间分析
目的 分析北京市居民睡眠时间现状,为制定干预措施提供基础资料.方法 于2010-2012年采用随机整群抽样方法,在北京地区抽取11 254名≥6岁居民进行入户面对面访问,对居民的睡眠时间进行和分析.结果 北京市居民每天平均睡眠时间为(7.6±1.2)h,其中6～13岁为(8.8±1.0)h,14～17岁为(7.4±1.1)h,18 ～25岁为(7.7±1.1)h,26 ～ 64为(7.5±1.1)h,≥65岁为(7.5±1.4)h;14～17岁学生睡眠不足情况为严重,＜7h的占20.9％,33.8％的学生睡眠时间＜8h,可能存在睡眠不足;6～13岁学生睡眠不足和可能不足的比例分别为1.4％和37.8％;不同性别居民中,≥65岁男性睡眠时间高于女性,18～25岁组女性高于男性;≥18岁成年人中郊区居民(城市发展新区和生态涵养发展区)睡眠时间高于城区(城市功能核心区和城市功能拓展区).结论 北京市居民中睡眠时间不足较睡眠过多的情况严重,学生特别是中学生睡眠不足的情况非常严重,需要进一步开展睡眠时间的宣传和干预.
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细胞周期信号通路相关基因单核苷酸多态性与肝细胞癌临床病理特征关系
目的 探讨细胞周期信号通路相关基因CDC25C、CDKN2A (p16)、MCM4、MCM7、PARDC (DNA-PK)、RAD21、RBL2(p107)、YWHAB(14-3-3)、SMAD3、KAT2B、CHEK1单核苷酸多态性(SNP)与肝细胞癌(HCC)临床病理特征的关系,为HCC的预后预测提供科学依据.方法 于2007年7月-2011年3月整群抽取在广西医科大学第一附属医院肝胆外科就诊和治疗的498例新发HCC患者进行相关流行病学调查和临床病理资料的收集,并采集其空腹静脉血提取血液样本DNA,采用基质辅助激光解吸电离飞行时间质谱方法对14个细胞周期信号通路相关基因SNP位点进行基因分型.结果 在校正了年龄、性别、民族、HCC家族史、HBsAg、吸烟和饮酒情况后,多因素非条件logistic回归分析结果显示,携带YWHAB基因rs2425675位点等位基因A基因型AG/AA患者的包膜侵犯风险为基因型GG患者的2.097倍(OR =2.097,95％CI=1.034～4.256);携带RBL2基因rs3929位点等位基因C基因型GC/CC患者的包膜侵犯风险为基因型GG患者的2.234倍(OR=2.234,95％CI=1.100～4.534);携带CDC25C基因rs3734166位点等位基因G基因型GA/GG患者的子灶发生风险为基因型AA患者的0.460倍(OR=0.460,95％CI=0.259 ～0.816),癌栓发生风险为基因型AA患者的0.651倍(OR =0.651,95％CI=0.439 ～0.965);携带CHEK1基因rs515255位点等位基因T基因型TC/TT患者的子灶发生风险为基因型CC患者的0.451倍(OR =0.451,95％ CI=0.252 ～0.807),肿瘤数目多发的风险为基因型CC患者的0.655倍(OR=0.655,95％CI=0.442 ～0.971).分层分析结果显示,YWHAB基因rs2425675位点在无HCC家族史、不吸烟、不饮酒的患者中,其SNP多态性与肝癌肿瘤包膜侵犯和假包膜的发生存在统计学关联(均P＜0.05);CDC25C基因rs3734166位点在无HCC家族史、不吸烟、不饮酒、HBsAg阴性和阳性的患者中,其SNP多态性与子灶、癌栓、脉管侵犯和肝硬化的发生存在统计学关联(均P ＜0.05);CHEK1基因rs515255位点在无HCC家族史、不吸烟、饮酒、不饮酒和HBsAg阳性的患者中,其SNP多态性与包膜侵犯、子灶的发生和肿瘤数目多发存在统计学关联(均P＜0.05);RBL2基因rs3929位点在吸烟、不吸烟、饮酒、不饮酒和HBsAg阴性患者中,其SNP多态性与包膜侵犯和脉管侵犯的发生存在统计学关联(均P＜0.05).结论 YWHAB、RBL2、CDC25C和CHEK1基因SNP多态性可能与HCC的临床病理特征相关.
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厦门市居民膳食模式与代谢综合征相关性分析
目的 探讨福建省厦门市居民膳食模式与代谢综合征(MS)及其组分之间关系.方法 本研究于2015年12月-2016年9月采用多阶段分层整群随机抽样的方法,对厦门市2 508名≥18岁居民进行膳食调查、体格测量及生化指标检测,采用因子分析法确定膳食模式,分析不同膳食模式与MS及其组分的关系.结果 因子分析结果得出调味品模式、沿海特色模式、奶类少油模式、水果蔬菜模式4种膳食模式;多因素logistic回归分析显示,控制混杂因素后,调味品模式是MS组分高血压的危险因素(高三分位数相对于低三分位数的比值,即T3:T1 OR=1.60,95％CI=1.19～2.15),奶类少油模式是MS (T3:T1 OR=0.47,95％CI=0.30～0.75)和高血压(T3:T1 OR =0.49,95％ CI =0.36 ～0.65)的保护因素;未发现沿海特色模式和水果蔬菜模式与MS及其组分之间存在统计学关联.结论 膳食模式与MS及其组分血压发现水平存在一定关联,减少食用盐、食用油的摄入、增加奶类的摄入,对预防MS及其组分血压水平有重要意义.
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成年居民每日膳食盐摄入量与肥胖关系
目的 探讨成人膳食盐摄入量与肥胖关系.方法 于2013年4月采用多阶段整群随机抽样方法抽取徐州市≥18岁常住人口30 572人进行调查.结果 30 572名成年居民平均膳食盐摄入量(14.53±11.04) g/d,超重率为32.17％(9 834/30 572),肥胖率为7.09％(2 169/30 572),中心性肥胖率为45.58％(13 934/30 572);校正潜在的混杂因素后,膳食盐摄入量对肥胖和中心性肥胖的OR值(95％ CI)分别为1.467(1.267～ 1.698)、1.155(1.080～ 1.234).结论 膳食盐摄入量与肥胖的发生有关联.降低膳食盐摄入量有助于减少肥胖的发生,对居民进行低盐饮食相关健康教育刻不容缓.
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天津青少年营养状况、体重认知及不健康减肥行为调查
目的 了解天津市青少年营养状况、自我体重认知情况以及不健康减肥行为现状,为制定科学有效的干预措施提供理论依据.方法 2013年采用集体自填匿名问卷调查方法,对分层整群随机抽取的36所中学、6所大学的8 194名学生进行调查.结果 天津市青少年偏瘦、超重及肥胖发生率分别为11.53％、11.62％和6.52％,男生超重及肥胖发生率(15.59％、9.16％)明显高于女生(8.19％、4.23％);12岁年龄组学生肥胖率为13.88％,达各年龄组高;大学阶段学生超重、肥胖率低,分别为8.72％、2.78％;经济地区好的学生肥胖率(7.71％)高,核心家庭学生肥胖率(6.38％)低.多因素logistic回归分析显示,性别、是否寄宿、喝饮料、吃甜点、吃快餐、经济水平、玩电子游戏是儿童超重肥胖发生的影响因素(均P＜ 0.05).51.76％的青少年存在体重认知偏移,消瘦青少年中有8.04％认为体重偏重或很重,正常青少年中有37.64％认为体重偏重或很重,但超重和肥胖学生中分别有16.91％、26.77％没有正确认知自己的体重状况,差异有统计学意义(x2=3 061.461,P=0.01).在过去30 d,有22.80％的青少年为减肥或控制体重而锻炼,同时有21.19％采取不健康减肥行为,且随着体重增加发生不健康减肥行为的情况越严重(x2趋势=41.086,P=0.000).结论 天津市青少年消瘦、与超重肥胖情况并存,处于较高水平,部分青少年对自身体重没有正确认知,且存在不健康减肥行为.
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中文版长处和困难问卷心理测量学特性研究综述
鉴于中文版长处和困难问卷(SDQ)在我国还未进行心理测量学特性系统的综述,本研究拟对中文版SDQ的信效度进行总结.通过文献搜索和筛选共得18篇中国儿童和青少年样本的相关研究,然后进行数据提取、表格整理并采用Hunter-Schmidt方法计算基于样本权重各个指标的平均值.结果显示中文版SDQ宗3个版本困难总分的信度较好,分量表的信度有待提高,尤其是同伴关系问题信度较低;聚合效度和判别效度整体指标相对较好,结构效度研究较少,报告者之间的相关性较弱.整体而言,中文版SDQ 3个版本都具有可以接受的信度和较好的效度,但分量表的信度有待提高,关于结构效度的研究需要增加.
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食管癌患者血清维生素E水平meta分析
目的 了解食管癌患者血清维生素E水平,为食管癌的防治及病因探索提供参考依据.方法 检索中国知网数据库、万方数据库、PubMed数据库、Web of Science数据库,并辅以手工检索和文献追溯法收集1980年1月-2015年12月公开发表的关于食管癌患者血清维生素E水平的相关文献;采用Stata 12.0软件对纳入的文献进行meta分析.结果 终纳入9篇文献(中文文献7篇,英文文献2篇),累计病例组患者358例,对照组人群538例;meta分析结果显示,病例组食管癌患者血清维生素E水平较对照组人群低(SMD=-0.50,95％ CI=-0.65 ～-0.36,P＜0.001);亚组分析结果显示,国家为中国(SMD=-0.50,95％CI=-0.67 ～-0.33)和其他国家(SMD=-0.51,95％ CI=-0.77～-0.25)、对照来源于社区(SMD=-0.54,95％CI=-0.69 ～-0.39)、样本量＞50例(SMD=-0.56,95％ CI=-0.71 ～-0.41)、年龄匹配(SMD=-0.57,95％ CI=-0.72 ～-0.42)、测定方法为高效液相色谱法(SMD=-0.41,95％CI=-0.59～-0.24)和其他方法(SMD=-0.67,95％CI=-0.91～-0.43)的研究中病例组食管癌患者血清维生素E水平均低于对照组人群(均P＜0.001);敏感性分析和发表偏倚检验结果显示,本研究meta分析结果稳定,且不存在发表偏倚.结论 食管癌患者血清维生素E水平较低.
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基层疟疾防治人员工作满意度及影响因素分析
目的 了解基层疟疾防治人员工作满意度水平及其影响因素,为基层地区实现消除疟疾目标提供参考依据.方法 于2013年12月-2015年12月采用典型抽样方法对河南、湖北和海南3个省6个县(区)抽取的382名基层疟疾防治人员进行问卷调查,分析基层疟疾防治人员的工作满意度水平,并运用多元线性回归模型分析其影响因素.结果 基层疟疾防治人员工作满意度总分为(3.956±0.750)分;对政策及领导、工作环境、设施网络配置、药物配备、培训活动、患者和居民配合度的满意度得分分别为(4.134±0.785)、(3.946±0.844)、(3.859±0.862)、(3.893±0.934)、(4.047±0.898)、(3.780±0.854)分;多元线性逐步回归分析结果显示,河南省基层疟疾防治人员工作满意度高于海南省,县(区)级疾病预防控制中心、乡镇卫生院和村卫生室的基层疟疾防治人员工作满意度均低于县(区)级医院,其他专业基层疟疾防治人员工作满意度低于临床专业,基层疟疾防治人员职称越高工作满意度越低.结论 基层疟疾防治人员工作满意度水平较高,其中地区、单位类型、专业和职称是基层疟疾防治人员工作满意度的主要影响因素.
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基于TOPSIS法疟疾防治系统脆弱性评估
目的 评估中国疟疾防治系统的脆弱性,为疟疾的风险管理提供策略建议.方法 采用分层随机抽样和典型抽样相结合的方法于2015年7月-2016年2月在湖北、安徽和广西3个省共抽取8个样本县(区),通过文献检索、小组头脑风暴和专家咨询等方法编制调查问卷对样本县(区)疟疾流行现状和居民的疟疾防治知识进行调查,选出代表性指标,运用TOPSIS法对样本县(区)的疟疾防治系统脆弱性进行评估.结果 通过文献检索、小组头脑风暴和专家咨询,终选取经济脆弱性、社会脆弱性、政治脆弱性、卫生系统脆弱性和敏感性5个维度共19个指标,权重系数为0.009 2 ～0.103 7,其中,疫区流入人员数量(0.100 6)和政府疟疾风险关注度(0.103 7)权重系数较大;中国8个样本县(区)疟疾防治系统脆弱性从高到低依次为湖北省潜江市(0.652 42)、安徽省淮南田家庵区(0.57839)、安徽省肥西县(0.509 58)、湖北省广水市(0.459 92)、广西省都安县(0.405 82)、安徽省淮南谢家集区(0.369 89)、广西省天峨县(0.23474)、广西省南丹县(0.181 66),总体的系统脆弱性不高.结论 中国疟疾防治系统总体脆弱性不高,政府疟疾风险关注度和疫区流入人员数量是影响疟疾防治系统脆弱性为重要的风险因素.
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基于扎根理论疟疾风险管理现状及策略研究
目的 挖掘和总结疟疾风险管理的经验及存在问题,为疟疾消除阶段的疟疾风险管理工作提供策略建议.方法 借鉴扎根理论(GTM),于2015年6月-2016年3月随机抽取广西、湖北、安徽三省疟疾防控系统的24名相关人员分别进行时长为半小时的面对面半结构式访谈,并补充访谈了河南和山东两省疾病预防控制中心的2名一线疟疾防控专家,对收集的定性资料进行整理和分析.结果 样本地区疟疾风险管理工作的顺利开展主要受政府的重视,规范的疟疾预防、监测筛查、病例处置以及注重科研探索等因素的影响;然而当前疟疾风险管理面临的主要问题为:疟疾经费不足、居民及基层防控工作人员疟疾防控意识淡薄、流动人口加剧输入性疟疾传播风险、二代病例与疟原虫变异使监测更加困难等.结论 疟疾消除阶段政府需要继续重视疟疾风险管理工作,适当增加和调整疟防经费及科研经费投入,协调建立多部门的疟疾防控机制.
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中国疟疾风险评估理论模型研究
疟疾风险评估是疟疾管理的重要环节.本研究旨在界定疟疾风险的概念,以不确定性、脆弱性理论为基础,从疟疾发生的可能性和脆弱性2个维度构建疟疾消除后的风险评估概念框架.一个地区不具备疟疾发生的可能性且疟防系统不存在脆弱性问题,可视为永久性的无疟疾风险状态;只有疟疾风险发生的可能性较大和系统脆弱性较大时,疟疾风险才会存在;两者任何一方取值很低时,疟疾风险值很低,但风险会随着低值一方取值增加而增加.因此应以疟疾风险评估概念框架为基础,进而确立疟疾风险评估指标框架,包括传染源、传播媒介风险、人群暴露风险3个维度的可能性指标框架及经济脆弱性、社会脆弱性、政治脆弱性、卫生系统脆弱性和敏感性5个维度的脆弱性指标框架,终确立疟疾风险评估的相关指标.
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中国疟疾风险评估指标体系构建
目的 构建中国疟疾风险评估指标体系,为我国疟疾风险预警工作提供参考依据.方法 通过文献研究初步确定疟疾风险评估指标体系,抽取24名从事相关领域的专家参与第1轮指标的筛选,采用熵值法对咨询结果进行优化.结果 专家对所有指标熟悉程度的得分均＞7分,权威系数均＞8分,专家咨询的协调系数为0.212(x2=121.876,P＜0.01);经过熵值法优化调整后疟疾病例数、居民夏季室外暴露时间、疫区流入人员数量和政府疟疾风险关注度指标权重上调幅度较大,权重依次为0.175 1、0.141 0、0.1006、0.103 7,终得到一套涵盖2个一级指标、8个二级指标、26个三级指标的疟疾风险评估指标体系.结论 采用德尔菲法与熵值法相结合进行疟疾风险评估具有一定优势;此评估指标体系评估内容较为全面系统,与实际工作中疟疾风险的发生紧密相关,能较为有效的评估某一地区的疟疾风险.
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疟疾风险可能性加权综合指数法评估
目的 评估中国湖北、安徽和广西8个县(区)的疟疾风险可能性,为疟疾风险管理提供策略建议.方法 于2015年7月-2016年2月,采用分层随机抽样和典型抽样相结合的方法在湖北、安徽和广西个地区抽取8个样本县(区)进行调查,通过文献研究、头脑风暴和专家咨询等方法编制调查资料,选取出7个代表性指标,运用加权综合指数法对样本地区的疟疾风险可能性进行评估.结果 样本地区疟疾风险可能性分别为A地0.001 30、B地0.000 72、C地0.000 39、D地0.000 36、E地0.001 78、F地0.00104、G地0.000 40、H地0.001 85;虽然总体上疟疾风险可能性不大,但仍存在一定程度的传染源风险、传播媒介风险和人群暴露风险;8个样本地区疟疾风险可能性排序为H＞E＞A＞F＞B＞G＞C＞D,疟疾风险可能性高的为H地,低的为D地,两者差距较大.结论 中国疟疾风险可能性的降低需要各地区疾病预防控制机构从控制传染源、切断传播途径和保护风险人群3个方面予以解决;坚持政府主导,通过监测、培训、宣教和沟通协作等进行风险防范,逐步完善疟疾风险管理体系.
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中国2009-2014年疟疾疫情流行特征分析
目的 了解中国2009-2014年疟疾疫情流行特征,为今后开展疟疾消除工作提供参考依据.方法 收集2009年1月-2014年12月公共卫生科学数据中心(除港、澳、台地区)和全国疟疾疫情报告数据,应用Excel 2010和SPSS 19.0统计软件分析疟疾疫情的流行特征.结果 中国2009-2014年共报告疟疾病例34 843例,年均发病率为0.43/10万,其中2009、2010、2011、2012、2013、2014年疟疾发病率分别为1.06/10万、0.55/10万、0.30/10万、0.18/10万、0.29/10万、0.22/10万,疟疾发病率总体上呈下降趋势(x2趋势=3.012,P=0.003);疟疾多发于夏季,发病高峰为6-8月,3个月的疟疾发病例数占总发病例数的42.05％;报告疟疾总发病数居于前5位的地区分别为安徽(8 868例,占25.45％)、云南(7 546例,占21.66％)、河南(3 390例,占9.73％)、江苏(1 975例,占5.67％)和广西(1 888例,占4.88％),5个地区的疟疾报告病例数占总报告病例数的67.92％;病例类型分为间日疟(20 758例,占59.57％)、恶性疟(9 769例,占28.04％)和未分型疟疾(4 316例,占12.39％);2009-2014年本地感染病例所占比例逐年下降,从2009年的90.57％下降至2014年的1.92％,而境外输入病例所占比例逐年上升,从2009年的9.43％上升至2014年的98.08％.结论 中国疟疾疫情有明显的季节性和地区特征,境外输入性疟疾已成为疟疾感染的主要来源.
| 年 | 期数 |
| 2019 | 01 02 |
| 2018 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2017 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2016 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2015 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2014 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2013 | 01 02 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2012 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2011 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2010 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2009 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2008 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2007 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2006 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2005 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2004 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2003 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2002 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2001 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2000 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
