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中华检验医学

中华检验医学杂志

Chinese Journal of Laboratory Medicine 중화검험의학잡지

北大核心期刊
  • 主管单位: 中华医学检验杂志
  • 主办单位: 中国科学技术协会
  • 影响因子: 1.40
  • 审稿时间: 1-3个月
  • 国际刊号: 11-4452/R
  • 国内刊号: 韩锟
  • 发行周期: 月刊
  • 邮发: cjlm@cmaph.org
  • 曾用名: 中华医学检验杂志
  • 创刊时间: 1978
  • 语言: 英文
  • 编辑单位: 中华医学会
  • 出版地区: 北京
  • 主编: 中华检验医学杂志编辑委员会
  • 类 别: 临床医学
期刊荣誉:
  • 血清肿瘤标志物在晚期肺癌患者一线化疗疗效评估和生存预测中的价值

    作者:田德全;徐婷;张燕;孙巍;张洁;王国洪;徐国宾

    目的 探讨癌胚抗原(CEA)、糖类抗原19-9(CA19-9)、糖类抗原125(CA125)、神经元烯醇化酶(NSE)、细胞角蛋白19片段(CYFRA21-1)和鳞状细胞癌抗原(SCC)6种血清肿瘤标志物对晚期肺癌患者一线化疗评效及总生存预测的价值.方法 回顾性研究.收集2013年6月至2014年12月,在北京大学肿瘤医院就诊的181例ⅢB~Ⅳ期一线化疗前和化疗2周期后检测过6种肿瘤标志物的所有肺癌患者,其中男133例、女48例,平均年龄58(26 ~ 80)岁.肿瘤标志物采用电化学发光法检测.以基于CT检查的RECISTv1.1评效标准作对照,评价化疗2周期后血清肿瘤标志物浓度与化疗前相比下降≥20%、升高≥20%和下降或升高<20%判别部分缓解(PR)、疾病进展(PD)、疾病稳定(SD)的敏感度和特异性.采用Kappa一致性检验比较肿瘤标志物变化评效与CT评效的一致性.电话随访患者的总生存期.结果 在腺癌、鳞癌和小细胞肺癌患者,阳性率高的3种肿瘤标志物分别为CEA、NSE及CA125,CYFRA21-1、NSE及SCC,NSE、CA125及CYFRA21-1.血清CEA、CA125,CYFRA21-1、SCC,NSE的变化分别对于3种不同病理类型肺癌患者PR、SD、PD的辅助诊断与CT存在一致性(P<0.05),对于3种肺癌化疗PR预测的敏感度均高于90%,特异度只有20% ~58.3%,对于SD和PD的辅助诊断,具有较好的特异度,但敏感度低(0~66.7%).采用RECISTv1.1标准判别的腺癌PR、SD、PD患者总生存期之间差异无统计学意义(中位生存期17个月vs 22个月vs14个月,P >0.05),鳞癌和小细胞肺癌PR患者总生存期显著长于SD和PD患者.6种肿瘤标志物中只有化疗2个周期后血清SCC的变化可预测鳞癌患者的总生存期.结论 肿瘤标志物评价晚期肺癌化疗部分缓解具有较高的敏感度,但对稳定或进展的预测价值有限,联合CT检查利于患者的综合评价.化疗2周期后与基线水平相比血清SCC的变化对于鳞癌患者的生存具有预测价值.

  • 小而密低密度脂蛋白检测试剂盒性能评价及其与冠状动脉性心脏病风险评估的相关性研究

    作者:顾俊旭;殷悦;李珊珊;贾玫

    目的 对新型酶法检测小而密低密度脂蛋白胆固醇(sdLDL-C)试剂盒进行性能评价并探讨其在冠状动脉性心脏病(CHD)患者的风险性评估的临床应用价值.方法 参考美国临床和实验室标准化协会(CLSI)文件要求对sdLDL-C酶法试剂盒的精密度、线性、可报告范围及正确度进行评价.并对2015年10月至2016年10月在北京大学人民医院确诊的683例CHD患者(男性423例,女性260例,年龄35 ~ 79岁),根据患者是否服用降脂药情况分为571例经降脂药治疗组(CHD1,男性342例,女性229例,年龄40~79岁)、112例未经降脂药治疗组(CHD2,男性81例,女性31例,年龄35 ~ 70岁).同时收集2016年4至8月,在北京大学人民医院体检并排除各项疾病的472名健康者(男性274名,女性198名,年龄41 ~ 75岁)作为健康对照组.同时检测CHD组和健康对照组的肝脏功能、肾脏功能、血糖和血脂,并用新型酶法试剂盒对sdLDL-C进行测定.符合正态分布的资料以两组间均数比较独立t检验;不符合正态分布的资料以中位数(四分位间距)表示,两组间比较使用Mann-Whitney U非参数检验.结果 sdLDL-C试剂盒批内和批间3个浓度水平的精密度分别为3.7%和5.0%,3.0%和3.7%,2.5%和2.8%,符合标准声明.在0.11 ~ 2.42 mmol/L范围内线性良好(y=1.008 9X+0.024 8,R2=0.998 2),可报告范围为0.11 ~4.84 mmol/L.CHD组sdLDL水平明显高于健康对照组,组间差异有统计学意义[0.824(0.443) mmol/L,0.609(0.361) mmol/L;Z=-5.603,P<0.001].经降脂药治疗组(CHD1)较未经降脂药治疗组(CHD2) sdLDL水平低[0.761(0.479) mmol/L,0.888(0.426) mmol/L;Z=-2.304,P<0.021].校正传统CHD危险因素[CHO、TG、Hs-CRP、Lp(a)、GLU]后,sdLDL-C血浆水平高四分位数与低四分位数相比,CHD的OR值为3.02,95% CI为1.15 ~9.05.结论 酶法检测sdLDL-C试剂盒的检测性能符合要求.sdLDL-C水平与CHD的发生、严重程度显著相关.

  • 青年人群及中老年人维生素D营养状态分析

    作者:张瑞苹;禹松林;程歆琦;夏良裕;程倩;韩建华;秦绪珍;李鹏昌;侯立安;邱玲

    目的 基于色谱质谱技术深入分析北京地区青年人群和中老年人维生素D营养状态.方法 现状调查.2013年5月至9月征集北京地区表观健康青年人287名(男143名,女144名),平均年龄(32.2±6.9)岁(19 ~ 44岁),198名45岁以上的表观健康中老年人[男90名,女108名,(55.6±7.6)岁],采集空腹静脉血清,使用液相色谱串联质谱法测定25羟维生素D(25OHD:25OHD2和25OHD3),以国际标准判定维生素D营养状态:25OHD< 20 ng/ml,20 ~ 30 ng/ml,30~150ng/ml,>150 ng/ml分别为维生素D缺乏、不足、充足和中毒,分析该研究人群的维生素D营养状况.血清ALT、钙(Ca)、磷(P)、肌酐(Cr)、血糖(Glu)、甘油三酯(TG)、胆固醇(TC)及全段甲状旁腺激素(iPTH)采用自动化分析仪检测.25OHD使用中位数(四分位数)表示.使用SPSS 17.0进行统计学分析,比较不同年龄、性别之间差异采用非参数检验(Mann-Whitney U).结果 表观健康青年人群中25OHD水平[16.0(6.1 ~29.0 ng/ml)],稍高于中老年人群,但差异无统计学意义(Z=-1.055,P>0.05),其中男青年维生素D水平为17.9(8.3 ~32.3) ng/ml,女青年为14.4(5.4~26.4) ng/ml,男性高于女性(Z=-4.24,P<0.01).青年人群中维生素D不足、缺乏和充足率分别为:72.8%、25.1%、2.1%;中老年人群分别为:76.3%、21.2%、2.5%;男青年中分别为65.0%、30.8%、4.2%;女青年中分别为80.6%、19.4%、0%,女性维生素D缺乏率高于男性(x2=31.77,P<0.01).控制性别、年龄和BMI后偏相关分析显示25OHD与Cr呈显著正相关(相关系数r=0.221,P<0.01),与iPTH呈显著负相关(r=-0.264,P<0.01).结论 北京地区表观健康青年人群及中老年人中均普遍存在维生素D缺乏,且青年女性缺乏率显著高于男性.

  • 神经外科术后患者脑脊液培养凝固酶阴性葡萄球菌真感染诊断值的确定与临床意义

    作者:郑光辉;张国军;李方强;张艳;唐明忠;康熙雄

    目的 获取凝固酶阴性葡萄球菌(CoNS)在神经外科术后感染方面实验室检查指标的贡献与佳诊断值,优化感染诊断标准.方法 回顾性分析2013至2015年首都医科大学附属北京天坛医院神经外科术后感染CoNS的患者脑脊液标本650份,采用传统培养法,统计其流行病学数据且测试8项常规临床实验室检查指标,利用t检验比较判断感染组与污染组在8项指标中具有统计学差异的项目,绘制受试者工作特征(ROC)曲线,得出曲线下面积(AUC),佳诊断值及相应的敏感度、特异度等.结果 共收集脑脊液标本19 756份,CoNS共650株,分离率为3.3%,为分离率高的细菌.感染组与污染组脑脊液白细胞计数(3 598.6±1 884.3,678.1±629.1,t=2.662,P=0.012),脑脊液多核细胞所占比例(76.0±32.6,46.8±29.9,t=9.593,P=0.001)、脑脊液葡萄糖浓度/血葡萄糖浓度(0.3 ±0.16,0.63±0.31,t=-11.968,P=0.000)、脑脊液葡萄糖浓度(5.9±2.12,6.2±1.92,t=-16.296,P=0.001)等差异具有统计学意义;ROC曲线显示,脑脊液白细胞计数、脑脊液葡萄糖浓度/血葡萄糖浓度与脑脊液葡萄糖浓度的AUC均大于0.8,3项指标的敏感度均大于80.0%,脑脊液葡萄糖浓度/血葡萄糖浓度与脑脊液葡萄糖浓度的特异性也大于90.0%.结论 神经外科术后感染CoNS分离率高,且脑脊液白细胞计数、脑脊液葡萄糖浓度/血葡萄糖浓度与脑脊液葡萄糖浓度可作为优化CoNS在神经外科术后真感染方面的辅助诊断指标.

  • 成年人2型糖尿病风险预测模型的建立

    作者:文江平;郝洁;陶丽新;路西林;鲁辛辛;田亚平;王宁利

    目的 在我国北方农村地区人群中构建2型糖尿病(T2D)发生风险预测模型.方法 队列研究.以参加2006至2013年邯郸眼病调查30岁以上农村普通人群为研究对象,2006至2007年基线调查时经病史或血液化验确定无糖尿病,同时具有完整的2012至2013年随访糖尿病相关资料,共4 132例,其中男性1 793例,女性2 339例.在前期研究基础上,随机选择2/3人群为训练集,余下1/3人群为测试集,应用非条件Logistic回归方法筛选与T2D发生风险相关的实验室标志物,包括空腹血糖(FPG)、甘油三酯(TG)、高敏C反应蛋白等,校正因素包括年龄、糖尿病家族史、体质指数(BMI)和腰围,然后建立T2D风险佳预测模型,后参照Framingham评分模式建立相应评分工具并验证.结果 T2D风险佳预测模型纳入指标:年龄(8分)、BMI(6分)、腰围(8分)、糖尿病家族史(9分)、FPG(23分)、TG(4分),总计分范围0~58分.在验证人群中AUC值0.802(0.780~0.822),在佳切点27分时敏感度70.27% (58.50%~80.30%),特异度80.83% (78.60% ~82.90%).结论 成功建立了基于中国北方农村地区普通人群的T2D发生风险预测模型,经人群验证,适于在基层临床实践中使用.

  • 肝素结合蛋白与降钙素原和C反应蛋白及白细胞计数对呼吸道局部细菌感染诊断的应用价值

    作者:吴苑;喻丹;王海;费禹智;张雪芹;曹宇星;伍勇

    目的 探讨血液中肝素结合蛋白(HBP)、降钙素原(PCT)和C反应蛋白(CRP)水平以及白细胞(WBC)计数在呼吸道局部细菌感染中的诊断价值.方法 采用前瞻性研究模型,选取2015年10月至2017年3月在中南大学湘雅三医院收治的呼吸道细菌感染患者66例,呼吸道非细菌感染患者37例,同时选取同一时期健康体检者39名作为健康对照组.分别采用双位点夹心酶联免疫吸附试验、荧光免疫法和免疫比浊法测定样品中HBP、PCT及CRP水平;采用血细胞分析仪和其配套试剂检测外周血WBC,统计分析各组4个指标的差异,正态分布计量资料比较采用t检验,方差齐性的非正态分布计量资料比较采用单因素方差分析,方差不齐的非正态分布计量资料比较采用秩和检验.建立受试者工作特征曲线并计算曲线下面积以分析HBP、PCT、CRP及WBC计数对呼吸道局部细菌感染诊断的价值.结果 呼吸道细菌局部感染组患者、非细菌感染组患者和健康对照组中HBP值分别为36.30 (7.78 ~ 89.36) ng/ml、5.57 (4.37~8.23) ng/ml、2.84 (1.53~6.51) ng/ml,PCT值分别为0.08 (0.04 ~0.83) ng/ml、0.09 (0.04~0.30) ng/ml、0.04(0.03~0.08)ng/ml,CRP值分别为56.20(19.33 ~76.23) mg/L、34.40 (2.15~83.95) mg/L、(2.20 ±-0.99)mg/L,WBC计数值分别为(10.59±4.58)×109个/L、8.40 (5.80~11.88) ×109个/L、(6.14±1.31)×109个/L.呼吸道细菌感染组患者血液HBP水平与非细菌感染组、健康对照组比较,差异均有统计学意义(Z=-4.828,P<0.001;Z=-5.685,P<0.001).细菌感染组患者血液PCT、CRP及WBC计数水平与非细菌感染组比较,差异无统计学意义(F=0.045,P>0.05;F=0.100,P>0.05;F=2.417,P>0.05);和对照组比较,差异有统计学意义(Z=-2.881,P<0.05;Z=-6.595,P<0.001;t=6.499,P<0.001).HBP、PCT、CRP及WBC计数诊断呼吸道局部细菌感染曲线下面积分别为0.89、0.69、0.95及0.85,HBP鉴别诊断细菌感染和非细菌感染曲线下面积为0.80.结论 HBP能够快速有效地辅助诊断呼吸道局部细菌感染,其鉴别诊断价值优于PCT、CRP、WBC计数等常用手段.

  • 补体与疾病:老话题,新契机

    作者:谭颖;于峰

    补体参与了多种疾病的发生发展,在天然免疫和获得性免疫中起着重要的作用.随着研究水平的进步,研究者发现很多既往病因不清的疾病与补体系统的异常活化密切相关,如阵发性睡眠性血红白尿、C3肾小球病、不典型溶血尿毒综合征等.而对于补体系统的检测也从初将其作为反映疾病活动度水平的指标,逐步成为很多疾病的临床诊断及治疗的靶点,更成为开发新型靶向药物的重要理论依据.

  • 补体活化与肿瘤免疫关系的新进展

    作者:张玲玲;徐蔚然;梁军

    补体系统是天然免疫反应的核心组成部分,是机体抵御病原体的第一道防线.既往研究认为,补体系统对肿瘤有免疫监视作用,可以抑制肿瘤的生长.近年来研究发现,补体的活化成分可协助肿瘤细胞逃避免疫监视,促进肿瘤血管生长,激活细胞信号传导通路,促进细胞增殖和抗凋亡,并参与肿瘤细胞的侵袭和转移,进而促进肿瘤的发生发展.本文对补体活化与肿瘤免疫监视、免疫逃逸的相关研究进展进行了综述,旨在为抗肿瘤免疫治疗提供新的策略.

  • 补体在抗中性粒细胞胞浆抗体相关小血管炎中的作用

    作者:陈素芳;陈旻

    抗中性粒细胞胞浆抗体(ANCA)相关小血管炎(AAV)是一类常见的自身免疫性疾病,肾脏是其常受累的器官之一,进展迅速,预后凶险.由于其肾脏病理特征为“寡免疫复合物沉积”,因而以往关于补体在本病发生中的作用一直被忽略.但是,近年来越来越多的研究证据表明补体、尤其是补体旁路途径的活化在AAV的发病中发挥了重要的作用,其中补体旁路途径活化片段Bb及关键调节蛋白H因子水平与AAV患者疾病活动程度、肾脏损伤及预后相关,可能成为反映疾病活动性的生物标志物.体外及动物实验均证明了补体活化的终末产物C5a与中性粒细胞表面的C5a受体相互作用在AAV的发病中发挥了关键的作用.ANCA,中性粒细胞,和补体三者相互作用,形成一个正反馈环路,是参与AAV发病的关键因素.近年来,以补体C5a受体为靶点的治疗(CCX168)应运而生,初步结果显示出了其治疗AAV的有效性和安全性.开展补体系统检测对于评估患者病情及预后,尤其是对于监测补体治疗反应可能具有重要意义.

  • 补体检测方法现状及补体检测中的质量控制

    作者:黄辰炜;李海霞

    补体系统是一个复杂的蛋白质网络系统.补体系统在疾病发生或治疗中发挥重要作用.本文阐释近年来补体检测现状包括补体功能或活性测定、补体因子浓度测定、补体激活产物测定、补体自身抗体测定以及补体基因分析等,并就补体检测中的质量问题进行探讨.

  • 补体系统检测在妊娠期高血压性疾病诊治中的临床价值

    作者:赫英东;陈倩

    妊娠期高血压性疾病是产科常见的并发症之一,是导致我国孕产妇死亡的第二位原因.近年来的研究表明,补体系统的异常活化参与了妊娠期高血压性疾病尤其是子痫前期的发病过程.本文对既往文献进行回顾,阐述补体系统异常活化在妊娠期高血压性疾病尤其是子痫前期发病机制中的作用,并介绍补体系统相关因子检测在妊娠期高血压性疾病诊断及鉴别诊断中的应用价值.

  • 补体系统在冠状动脉粥样硬化中的作用

    作者:宋菲;武德崴;张心月;俞梦越

    冠状动脉粥样硬化(CAS)近年被普遍认为是慢性炎症性病变,补体系统作为固有免疫的重要组分在CAS发病机制中有重要作用.斑块中的多种组分可以激活补体分子,同时补体系统的激活又反过来促进斑块病变进展.但是,近年研究也发现补体系统的某些保护作用,使得对补体系统与CAS的关系有了更全面的认识.除了上述的直接作用,补体系统还可以通过参与血小板活化、代谢综合征等CAS相关病变过程间接促进CAS的发展.临床研究证实,循环中补体分子的水平可以预测CAS的发病风险、不稳定斑块和CAS患者的临床预后,预示补体分子可能成为非常有潜力的临床预测指标.本文主要介绍了斑块中补体分子的来源、激活及其在CAS发生发展中的作用机制,并总结了补体分子作为潜在预测指标的临床价值.

  • 补体系统与儿科免疫炎症性疾病研究的新进展

    作者:肖慧捷

    补体系统是一个复杂的、蛋白质网络系统,是先天性免疫系统的组成部分.它由先天或获得性免疫系统所激活,诱导炎症反应、吞噬细胞的趋化和调理,清除免疫复合物及自身衰老细胞,参与获得性免疫过程,终导致细胞溶解.补体系统的先天和(或)调节障碍在儿科许多疾病的发生及发展中具有重要作用.本文重点阐述近年来有关补体系统与儿科免疫炎症性疾病的的研究进展.

  • 283例胎儿血型基因型鉴定结果分析

    作者:方强;丁国徽;沈国松

    有关胎儿血型尽早鉴定在临床应用上有一定的迫切性,早期确定能够预测母婴血型不合以及与ABO/RH血型基因型连锁的遗传疾病,治疗因血型不合引起的胎儿溶血性贫血的输血等.随着胎儿游离DNA提取技术的不断进步,检测技术的不断发展,该技术在临床的应用变得越来越可行.本研究对283例孕妇O型配偶非O型的特定人群进行胎儿血型产前诊断,现将研究结果报告如下.

    关键词:
  • 尿路感染信息及细菌信息在尿路感染筛查中的应用评价

    作者:方欢英;杨术生;董争华;贾婷婷;郭建;吴文娟;杨冀

    尿路感染(urinary tract infections,UTIs)是一种临床常见病和多发病,同时也是重要的医院获得性感染之一,若不及时治疗或治疗不当常常导致慢性感染[1].定量中段尿细菌培养被认为是诊断UTIs的“金标准”,且药敏试验能指导临床抗生素治疗[2].然而,传统尿培养方法耗时耗力且阴性率较高,可达80%[3].近年来,UF-1000i尿有形成分分析仪(简称UF-1000i)因其经济、快速等优势而被用作辅助泌尿道细菌感染筛查的工具.目前,其升级软件除提供尿白细胞计数(urinary leukocyte counts,U-WBC)、尿细菌计数(urinary bacteria counts,U-BACT)等外,还可提供尿路感染信息(urinary tract infection information,UTI-Info)、细菌报警信息(bacteria infomation,BACT-Info)等参数.本研究拟通过将UTI-Info、BACT-Info等参数与定量尿培养结果相比较,来探讨其在UTIs筛查和病原菌预测中的应用价值.

    关键词:
  • 急性胸痛早期鉴别和危险分层的生物标志物检测

    作者:王征;程凯;于洁琼;陈玉国;徐峰

    急性胸痛是急诊科常见的急危重症.急性胸痛的病因复杂,涉及多个系统和器官,所以在临床中,对急性胸痛的早期鉴别是急诊科的难点.同时在救治过程中,存在着高危患者救治不利、低危患者过度诊治的问题,因此,准确及时地进行危险分层就变得至关重要.近年来,随着许多新型生物标志物的发现及其研究的不断深入,显著促进了急性胸痛早期鉴别和危险分层领域的进展,本文将对此进行介绍.

  • 西格玛方法在临床生化检验质量管理中的应用

    作者:李润青;宫丽君;王腾蛟;朱东;杨松;赵海滨;胡小蕊;张志远;赵秀英

    目的 分析检验前、中、后阶段及全过程的质量指标,改进临床生化检验质量.方法 检验中阶段:TEa%标准来源于我国卫生行业标准WS/T403-2012,| Bias%|来自2016年度卫生部临检中心正确度验证系列分析结果,CV%来源于六个月的室内质控数据,按公式Sigma=(TEa%-| Bias%|)/CV%,计算检验中阶段检验项目的Sigma值,绘制标准化Sigma方法性能决定图,评估检测性能,并以此设计个性化质量控制方案.计算低于6 Sigma的检验项目的质量目标指数(QGI),指导改进方向.检验前、后阶段及全过程7个指标的Sigma评估:其中利用标本不合格评价检验前阶段性能;危急值未通知、危急值未及时通知评价检验后阶段性能,hs-cTnT TAT不合格、急诊生化项目TAT不合格、检验报告更改、室间质评不合格四个指标评价检验全过程性能.对比改进前后变化,确认改进效果.结果 17个生化项目平均Sigma值为5.29,其中8个项目(UA、K、ALP、CK、AMY、AST、TG、Na)性能达到卓越到世界级表现(≥5 Sigma);6个项目(LDH、Cre、TC、ALT、Mg、Glu)性能达到临界到好的表现(5> Sigma≥3);BUN性能表现差(3>Sigma≥2);Ca、TP性能为不可接受(Sigma<2)存在严重的质量缺陷.标本不合格、危急值未通知、危急值未及时通知、hs-cTnT TAT不合格、急诊生化项目TAT不合格、检验报告更改、室间质评不合格的Sigma值改进前平均分别是4.17、3.60、2.75、1.72、3.27、4.52、3.33;改进后平均达到4.30、4.30、2.90、2.45、3.75、4.80、3.60.结论 西格玛方法是较理想的临床生化检验质量管理方法,便于发现问题、提出改进措施并对改进效果进行确认,以达到持续质量改进的目的.

中华检验医学分期目录
期数
2019 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 03 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
2001 01 02 03 04 05 06
2000 01 02 03 04 05 06
1999 01 02 03 04 05 06
1998 01 02 03 04 05 06

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