中华流行病学杂志
Chinese Journal of Epidemiology 중화류행병학잡지
- 主管单位: 中国科学技术协会
- 主办单位: 中华医学会
- 影响因子: 1.98
- 审稿时间: 1-3个月
- 国际刊号: 0254-6450
- 国内刊号: 11-2338/R
- 论文标题 期刊级别 审稿状态
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儿童青少年体型自我评价与抑郁症状关系的研究
目的 了解儿童青少年体型自我评价和体重指数(BMI)评价结果的一致性,分析体型与抑郁症状的关系.方法 以2010年全国学生体质与健康调研安徽省池州市5555名9~18岁儿童青少年为研究对象,比较体型自我评价和BMI评价结果的一致性及其与抑郁症状的关系.结果 男女生体型自我评价和BMI评价结果具有轻度一致性(Kappa=0.217,P=0.000;Kappa=0.203,P=0.000).43.0%的男生和37.5%的女生错误估计了自己的体型,男女生体型低估率分别为35.9%和23.3%,高估率分别为7.1%和14.2%,差异有统计学意义(x2=145.223,P=0.000).logistic多因素回归分析结果显示,体型自我评价和体型错估均与抑郁症状存在统计学关联.与自我评价正常组比较,自我评价消瘦、超重和肥胖的抑郁症状检出率比值比分别为1.255(95%CI:1.066~1.478)、1.538(95%CI:1.275~1.856)和1.713(95%CI:1.035 ~ 2.834),体型高估和低估学生抑郁症状的风险分别是一致组的1.705倍(95%CI:1.382~ 2.105)和1.241倍(95%CI:1.059 ~1.454).结论 儿童青少年体型自我评价与BMI评价结果一致性轻微,体型错估是抑郁症状的危险因素.应开展以生活技能为核心的综合性干预措施,促进儿童青少年身心健康.
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长沙市大学生尝试吸烟者吸烟行为演变及影响因素分析
目的 分析长沙市大学生尝试吸烟者吸烟行为演变及影响因素.方法 采用问卷调查方式在长沙市的高校大学生中进行调查,选择1个月前尝试过吸烟者为研究对象,然后根据现在是否吸烟将研究对象分成两组,再应用单因素x2检验和多因素logistic回归模型对影响现在吸烟的因素进行分析.结果 1550名过去尝试吸烟者中,477名现在吸烟,现在吸烟率为30.8%(95%CI:28.5~ 33.1).logistic回归分析结果显示:本科二批录取学生(OR=2.367)和本科三批录取学生(OR=2.562)较本科一批录取学生的现在吸烟率高,体育艺术专业学生(OR=2.456)较文科生高,父亲为干部的学生(OR=1.602)较父亲为工人的学生高;男性(OR=7.386)、每月零用钱多(OR=1.139)、家人吸烟者多(OR=1.801)、对吸烟好处持肯定态度(OR=1.140)是过去尝试吸烟者现在吸烟的危险因素,吸烟致病的相关知识掌握好(OR=0.806)对过去尝试吸烟者现在是否吸烟具有保护作用.结论 大学生尝试吸烟者可能演变为规律吸烟,其影响因素主要有学校类别、专业类别、性别、父亲职业、每月零用钱多少、家人吸烟情况、对吸烟的认识及对吸烟好处的认可态度等.
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安徽省长丰县农村留守儿童忽视现状及影响因素分析
目的 了解农村留守儿童忽视现况及影响因素.方法 在安徽省长丰县以学校为单位整群抽取2917名中小学生作为研究对象,采用自编的中小学生身心健康状况及相关经历调查问卷对目标人群忽视情况进行调查和分析.结果 调查的2917名学生中留守儿童1694名,占学生总数的58.1%;儿童总忽视率、留守儿童忽视率、非留守儿童忽视率分别为67.4%、70.2%、63.5%.留守儿童忽视率高于非留守儿童,差异有统计学意义(x2=14.322,P<0.000);留守儿童不同性别、年龄忽视率差异无统计学意义.留守儿童忽视多因素分析结果显示:家庭功能障碍(相对于家庭功能良好,家庭功能中度和重度障碍OR值分别为1.628和2.341)、父母外出打工时与留守儿童联系频率较低(相对于经常联系,有时联系和很少联系OR值分别为1.299和1.844)是其危险因素;留守起始年龄较早(相对于留守时年龄≥11岁,留守时年龄6~10岁和≤5岁OR值分别为0.703和0.630)对于忽视是其保护因素.结论 该地区留守儿童忽视现象普遍存在,其发生可能是多因素综合作用的结果,制定预防措施时应综合考虑儿童自身和家庭的因素.
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陕西省4668名0~12岁农村儿童意外伤害现状调查
目的 了解陕西省农村0~12岁儿童意外伤害现状.方法 采用三阶段分层随机抽样法,于2010年对陕西省5个县农村0~12岁4668名儿童一年中意外伤害的发生情况进行调查.结果 4668名儿童意外伤害年发生率为27.3%,男童为28.7%,女童为25.6%,男童明显高于女童(x2=5.91,P=0.015);不同年龄组儿童意外伤害发生率存在明显差异(x2=9.91,P=0.007),0~3岁组儿童意外伤害发生率高,其次为7~ 12岁组和4~6岁组;在发生的各种意外伤害中,跌落伤的发生率占首位;随家庭经济状况的下降儿童意外伤害的发生率不断上升.结论 陕西省农村儿童意外伤害的类型主要是跌落伤;伤害的高发年龄段为0~3岁;家庭经济状况对儿童意外伤害的发生有一定影响.
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云南省德宏州美沙酮维持治疗者HIV新发感染率研究
目的 了解云南省德宏州美沙酮维持治疗(MMT)就诊者中HIV新发感染率及其危险因素.方法 将德宏州2005年6月至2011年6月间所有入组MMT且HIV检测阴性的海洛因成瘾者作为研究对象纳入队列观察其HIV阳转情况,计算HIV新发感染率并运用Cox比例风险回归模型分析其影响因素.结果 共有3154名对象符合队列纳入标准,截至2011年6月,共有1023人(32.4%)入组MMT后从未接受过HIV随访检测,属于“失访”;另有2131人(67.6%)接受过至少一次HIV随访检测,累计随访观察4615.86人年,期间22人发生HIV抗体阳转,HIV新发感染率为0.48/100人年.无业、无婚史、自认入组前有注射毒品史者以及入组时HCV检测阳性者的HIV新发感染率较高,随访期间尿检结果均为阴性者中无一例HIV新发感染.运用Cox比例风险模型多因素分析显示,在控制混杂因素的影响后,入组前无注射毒品史者的HIV感染风险显著低于入组前有注射毒品史者(HR=0.29,95%CI:0.11~ 0.76).结论 德宏州MMT在减少HIV经吸毒途径传播中初显成效,需重点关注入组MMT前有静脉注射毒品行为以及治疗期间偷吸海洛因的MMT就诊者中HIV新发感染,加强随访和HIV检测力度.
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中国西部6省(区)贫困农村5岁以下儿童维生素A缺乏状况分析
目的 分析中国西部6省(区)贫困农村5岁以下儿童维生素A缺乏状况.方法 利用科技支撑项目“贫困农村地区儿童营养缺乏改善适宜技术的研究”资料中2091名5岁以下儿童测定血浆维生素A水平.应用SAS软件进行统计分析.结果 2009年中国西部6省(区)农村5岁以下儿童维生素A缺乏率为20.2%,男童20.6%,女童19.7%.其中,甘肃省5岁以下儿童维生素A缺乏率高为25.5%,广西区低为12.2%.6~11月龄儿童的维生素A缺乏率高,以后维生素A缺乏率随着儿童月龄的增加而下降.结论 中国西部6省(区)贫困农村5岁以下儿童维生素A属于重度缺乏.在加强合理喂养的宣传教育同时,应提供辅食营养补充品(营养包),降低维生素A缺乏率.
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上海市学龄前儿童攻击性行为与家庭因素的关系
目的 探讨上海市学龄前儿童攻击性行为的发生情况,并了解其与父母教养行为等家庭因素的关系.方法 采用儿童行为量表(CBCI)父母问卷攻击行为分量表、父母行为量表和一般情况问卷对上海市10所幼儿园1234名学龄前儿童进行调查.结果 根据CBCI量表攻击分量表,12.9%(95%CI:11.0~15.0)的学龄前儿童有攻击性行为,其中男童攻击性行为发生率为13.7%(93/680),女童为11.9%(66/554).logistic回归分析发现,父母敌意/强制的教养行为(OR=2.396,95%CI:1.636~3.510),以及父母与祖父母对儿童不一致的管教态度(OR=1.867,95%CI:1.287~2.710)更能引起儿童的攻击性行为;相对于无睡眠困难者,经常存在入睡困难(OR=3.415,95%CI:1.901~6.135)或有时存在入睡困难(OR=2.147,95%CI:1.256~ 3.671)的儿童也具有更多的攻击性行为;此外,儿童看电视时间少于1 h/d(OR=0.252,95%CI:0.136~0.467)、父亲年龄大(OR=0.703,95%CI:0.503~0.983),儿童经常参加户外活动(OR=0.617,95%CI:0.399~0.955)是其攻击性行为的保护因素.结论 学龄前儿童的攻击性行为发生率较高,需要引起高度重视;在家庭中应注重父母对儿童的教养方式、家庭教育的一致性以及对儿童良好生活习惯的培养,以减少或预防儿童攻击性行为的发生.
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山东省肥城市2000-2009年农村居民恶性肿瘤发病趋势分析
山东省肥城市是我国北方肿瘤高发区之一.1997年建立了覆盖全市农村的肿瘤和其他全死因登记报告制度,2000年纳入WHO肿瘤高发区发病和死亡登记报告点,并运用WHO提供的登记报告系统收集资料.为了解肥城市恶性肿瘤发病趋势,对2000-2009年恶性肿瘤发病趋势进行分析.
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天津市轮状病毒和诺如病毒性腹泻流行病学特征研究
调查天津市感染性腹泻病患者中轮状病毒(RV)和诺如病毒(NV)发病状况,并分析其流行病学特征.1.资料与方法:随机选取天津市南开区、近郊的津南区、滨海的塘沽区及地处远郊的宝坻区作为调查地区.各区选一所综合医院参加,包括天津市儿童医院.将2007年12月1日至2009年12月31日在5所医院就诊的成年人和儿童感染性腹泻临床诊断病例纳入研究.
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湖北省22株B群脑膜炎奈瑟菌分子分型分析
湖北省自2006年以来多次出现B群流行性脑脊髓膜炎(流脑)病例,健康人群B群菌株的带菌率也很高,占96.56%[1].本研究对湖北省2006-2010年流脑病例和健康人群分离的22株B群脑膜炎奈瑟菌(Nm)菌株进行分析.
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中国鼠疫自然疫源地分型研究Ⅰ.生态地理景观特征
目的 研究中国鼠疫自然疫源地鼠疫生态地理景观特征.方法 根据中国鼠疫疫情资料和对中国鼠疫自然疫源地生态地理景观的考察,制定鼠疫生态地理景观区划标准,建立反映鼠疫生态地理景观特征的方法.结果 中国鼠疫自然疫源地鼠疫生态地理景观有12型、19亚型.结论 为中国鼠疫自然疫源地分型研究提供了科学依据.
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广东省2009年副溶血弧菌暴发与散发菌株的病原学特征分析
目的 了解2009年广东省副溶血弧菌食物中毒分离株和腹泻患者监测分离株的血清分型、毒力基因携带情况及分子特征.方法 对95株副溶血弧菌食物中毒分离株和15株腹泻患者分离株进行血清分型,耐热直接溶血素相关基因(trh)和耐热直接溶血素基因(tdh)PCR检测以及选取不同血清型副溶血弧菌81株进行脉冲场凝胶电泳(PFGE)分子分型.结果 从监测腹泻患者分离的15株副溶血弧菌,血清型以O3:K6(46.67%)和O4:K8(33.33%)为主;从11起副溶血弧菌食物中毒分离的95株菌,血清型以O3:K6(44.21%)和O4:K8(28.42%)居多;7株食品分离株都不是O3:K6血清型;93株(84.54%)为tdh+ trh-菌株,13株(11.81%)为tdh-trh菌株,3株(3.65%)为tdh+ trh+菌株.81株副溶血弧菌的PFGE相似值为57.7%~100.0%,被分为36种不同的PFGE型别,PFGE001型和029型为2009年广东省副溶血弧菌优势PFGE型别.结论 2009年广东省引起感染性腹泻和食物中毒的副溶血弧菌以O3:K6和O4:K8型为主要血清型,多数菌株携带tdh基因,存在优势PFGE型别菌株不断引起各地区的散发和暴发.
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广东省食源性副溶血弧菌表型特征与分型比较研究
目的 了解广东省食源性副溶血弧菌的表型特征,并对其分型进行综合比较.方法 对分离自广东省水产品和食物中毒的74株副溶血弧菌分离株进行生化鉴定、药敏试验、耐热直接溶血素(tdh)和耐热直接溶血素相关溶血素(trh)毒力基因的PCR检测.并对副溶血弧菌进行血清分型、核糖体基因分型(Ribotyping)和脉冲场凝胶电泳(PFGE)分型,应用BioNumerics软件对不同来源、时间和地点的分离株进行比对,分析菌株之间的相关性.结果 副溶血弧菌除对氯霉素100.00%敏感外,对其余13种抗生素均有不同程度的耐药.tdh阳性率为24.32%、trh阳性率为4.05%.74株副溶血弧菌分为26种血清型,O5:K17和O2:K28型为水产品分离株的优势血清型,O3:K6型为食物中毒分离株的优势血清型.74株副溶血弧菌分为62个核糖体型、67个PFGE型,表现出较大的遗传多样性.结论 广东省大部分食物中毒副溶血弧菌分离株携带tdh毒力基因.3种分型方法中,PFGE的分辨率高,Ribotyping居中,血清分型低,3种方法相结合可提高分辨率.
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珠江河口水体霍乱弧菌监测及菌株毒力基因分布特征
目的 了解珠江河口水体中O1群和O139群霍乱弧菌的分布状况,分析菌株的分子特征和毒力基因特征.方法 对2009年1月至2010年12月从珠江河口水体中分离的59株O1群和10株O139群霍乱弧菌,采用聚合酶链反应(PCR)方法体外检测ctxA、tcpA、ace、zot、tcpl,hlyA、toxR和ompU等毒力相关基因,并进行毒力相关基因分型分析,对限制性内切酶Not Ⅰ消化后的基因组DNA进行脉冲场凝胶电泳(PFGE)分析,采用BioNumerics软件分析图谱,得到菌株带型相似性的聚类分析树状图.结果 2009-2010年共采集1 152份水体标本,分离得到O1/O139群霍乱弧菌69株,其中O1群埃尔托霍乱弧菌59株(小川型18株,稻叶型41株),O139群霍乱弧菌10株.PCR检测69株菌ctxA全部阴性,hlyA和toxR全部阳性,基因分型可分成9个型.稻叶型菌株中,34.15%(14/41)为hlyA+ toxR+ ompU+ ace+ zot+ tcpⅠ+型;小川型菌株中,66.67%(12/18)为hlyA+toxR+型;O139群菌株中,70%(7/10)为hlyA+ toxR+型.PFGE分型发现,O139群菌株PFGE相似度为69.9%~ 95.5%;O1群菌株相似度为72.8%~ 100.0%,可分成3个聚类.结论 在霍乱流行间歇期,该地区外环境水体中O1群和O139群霍乱弧菌非产毒株广泛存在,基因型别多样.
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儿童乙型肝炎血清HBV cccDNA及病毒基因型研究
目的 了解甘肃省儿童血清乙型肝炎(乙肝)病毒(HBV)共价闭合环状DNA(cccDNA)及病毒基因型情况.方法 随机选择HBV-DNA阳性124例乙肝患儿(男性84例,女性40例),其中HBV携带者65例、慢性乙肝59例(轻度31例、中度18例、重度10例),对以上患儿进行基因分型、肝功、HBV-DNA载量和血清HBV cccDNA检测.结果 中、重度慢性乙肝患儿HBV cccDNA阳性率高于携带者和轻度组(F=25.429,P<0.01);HBeAg阳性患儿HBV cccDNA检出率高于HBeAg阴性患儿(F=28.386,P<0.01);HBV cccDNA阳性组的谷丙转氨酶、谷草转氨酶、总胆红素均高于阴性组(t值分别为13.241、11.347、15.013,均P<0.01);124例肝炎患儿中,以C、B基因型为主,C基因型为优势,B/C混合型占一定比例,还有一些其他基因型;C基因型患儿中HBV cccDNA阳性的比例高于B基因型患儿(F=23.216,P<0.01);而B基因型患儿中HBVcccDNA阴性的比例高于C基因型患儿(F=26.364,P<0.01).结论 病情越重外周血HBVcccDNA检出率越高,HBV cccDNA和基因型的检测可以较好地反映HBV复制程度和临床严重程度,对诊治乙肝具有一定的指导意义.
关键词: 乙型肝炎 共价闭合环状脱氧核糖核酸 -
北京市副溶血弧菌病原学和分子流行病学特征分析
目的 了解北京市副溶血弧菌腹泻病例分离株的病原学和分子流行病学特征.方法 2010年4-12月从临床收集散发腹泻病例2118份粪便标本,进行副溶血弧菌的分离培养、生化鉴定.阳性菌株进行血清分型;采用药敏纸片法对12种抗生素进行敏感性检测;用实时荧光定量PCR方法检测毒力基因tlh、tdh和trh;用脉冲场凝胶电泳(PFGE)进行分子分型.结果 2118份粪便标本分离出副溶血弧菌114株,阳性分离率为5.38%.114株副溶血弧菌分属于23种血清型,其中O3:K6为优势血清型,占63.16%.临床分离株对氨苄西林和庆大霉素产生耐药;对阿莫西林、头孢曲松、氯霉素、亚胺培南、萘啶酸和四环素等均具有较高敏感性.全部菌株tlh基因阳性;tdh存在于大部分菌株中,所占比例为93.86%;只有1株菌trh阳性.O3:K6型菌株tdh基因阳性率(98.61%)明显高于非O3:K6型菌株(85.71%)(P=0.0098).114株副溶血弧菌分成54种PFGE型别,72株O3:K6型菌株分成34种PFGE型别,带型分散,无明显聚集性.结论 北京地区感染性腹泻病例副溶血弧菌分离株以O3:K6型为主.毒力基因tlh和tdh携带率高,且O3:K6型临床分离株毒力更强.副溶血弧菌对多数抗生素均具有较高敏感性.PFGE结果提示北京地区流行的副溶血弧菌存在多克隆来源.
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浙江省临海市2004年病毒性脑膜炎暴发疫情的病原学及其分子特征研究
目的 为确证2004年浙江省临海市病毒性脑膜炎暴发疫情的病因,分析病原的遗传变异及进化关系.方法 采集患者脑脊液样本60份,采用RD和Hep-2细胞同时分离病毒,中和试验法鉴定病毒型别;对分离株VP1和VP4/VP2基因测序,进行同源性与进化分析.结果 从60份脑脊液样本中分离到埃柯病毒30型(E30)19株,分离率为31.7%;对4株E30分离株VP1区核苷酸序列测定,其长度均为876个核苷酸(nt),编码292个氨基酸(aa).临海分离株与E30原型株Bastianni在VP1区的nt和aa同源性分别为82.4%~84.1%和93.5% ~ 94.2%;4株临海E30株之间nt和aa的同源性分别为87.1%~99.9%和97.9% ~ 100.0%.临海分离株分成两类,同类病毒株间的差异很小,而两类病毒株间的差异很大,nt和aa的大差异率分别为12.9%和2.1%.与临海E30株同源性高的为2002-2003年浙江E30株.在VP1基因进化树上,临海E30株分别位于G和H基因亚型分支上,其中临海G基因株与2003年浙江、江苏和山东E30株位于同一进化分支,临海H基因株与2002年浙江诸暨株位于同一进化分支.VP4/VP2区进化分析结果与VP1区相似.结论 2004年临海市病毒性脑膜炎暴发疫情由E30G和H不同基因亚型的E30流行株引起;临海E30株与2002-2003年浙江、江苏和山东E30株具有密切的亲缘关系;H基因亚型株推测为新的E30变异株,首先分离于2002年浙江省.
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江苏省260株结核分枝杆菌Spoligotyping基因分型研究
目的 研究江苏省结核分枝杆菌DNA指纹图谱的分布特征,分析北京家族株与结核分枝杆菌耐药的关联性.方法 江苏省30个耐药监测点收集260株结核分枝杆菌分离株,应用比例法检测分离株对于一线抗结核药物(异烟肼、链霉素、利福平和乙胺丁醇)的耐药性,应用间隔区寡核苷酸分型(Spoligotyping)方法进行基因分型,使用BioNumerics 5.0软件进行聚类分析,并与SpolDB4数据库比对.结果 260株结核分枝杆菌分离株可分为34个基因型(27个独特基因型和7个共享基因型),菌株经聚类分析分为两个家族:北京家族(80.4%,209/260)和非北京家族(19.6%,51/260).logistic回归分析显示,北京家族株能增加结核分枝杆菌耐多药的发生风险(OR=11.07,95%CI:1.45~84.50).非北京家族包括T1、T2、H3、H4、CAS、LAM、U和MANU2,其中CAS、LAM和MANU2家族在中国比较罕见,在江苏省是首次报道.结论 江苏省结核分枝杆菌流行株具有明显的基因多态性,其主要流行型为北京家族,且该家族可能与结核分枝杆菌耐多药之间存在关联.
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宫颈癌自然史模型转移概率的研究进展
宫颈癌位于世界女性恶性肿瘤死亡顺位第二位.008年,全球有近53万宫颈癌新发病例和27.5 万死亡病例,其中约85%发生在发展中国家[1].筛查可以大幅降低宫颈癌发病率和死亡率[2,3].常用的筛查方法有醋酸碘染色肉眼观察法、细胞学检查和人乳头瘤病毒(HPV)DNA检测,它们的成本和效果均不同[4].不同国家和地区的经济发展水平和卫生资源条件差异较大,需要通过对各种筛查方法进行全面详尽的卫生经济学评价,进而筛选出适宜当地实际情况的筛查技术[5].
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腹主动脉瘤流行病学研究进展
腹主动脉瘤为腹主动脉壁发生永久性、局限性扩张,与 临近的正常腹主动脉相比直径扩大50%以上或腹主动脉直径>3 cm,是受遗传与环境因素共同影响的复杂性疾病[1].腹主动脉瘤的进程隐匿,并且一旦破裂具有极高死亡率,严重威胁中老年人的生命健康.随着影像和外科技术的提高,可通过超声检查筛检腹主动脉瘤患者,并及早进行干预和治疗,能够有效预防腹主动脉瘤破裂,降低相关疾病的病死率.
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多普勒超声心动图评价亚临床甲状腺功能减退与左心室功能关系的Meta分析
目的 应用传统二维多普勒超声心动图定量评价亚临床甲状腺功能减退(亚甲减)与左心室功能的关系.方法 检索国内外数据库1999-2011年5月发表的有关亚甲减与左心室功能关系的文献,用左心室射血分数(LVEF)和左心室短轴缩短率(FS)评价左心室收缩功能;以左心室舒张早期血流充盈速度(E)和舒张晚期血流充盈速度(A)及其比值(E/A)、左心室等容舒张时间(IVRT)评价左心室舒张功能.采用Meta分析方法,利用Stata 11软件评价亚甲减与左心室收缩和舒张功能的关系.计算各指标的加权均数差(WMD)及其95%CI,并用Begg's检验法评价发表性偏倚.结果 共纳入13篇文献.(1)数据合并结果显示,在评价左心室舒张功能的指标中,亚甲减病例组与对照组的A(WMD=4.51,95%CI:2.41 ~ 6.61)、E/A(WMD =~0.22,95%CI:-0.30 ~-0.13)和IVRT(WMD=6.13,95%CI:2.79~9.48)差异均有统计学意义(P<0.05),E的差异无统计学意义(P>0.05);在评价左心室收缩功能的指标中,亚甲减病例组与对照组的LVEF、FS差异均无统计学意义(P>0.05).(2)亚组分析显示,在平均心率(HR)≥72 bpm组,亚甲减病例组和对照组的A、E/A和IVRT差异有统计学意义(P<0.05);在<72 bpm组,IVRT差异有统计学意义(P<0.05);在平均年龄<60岁组,亚甲减病例组和对照组的A差异有统计学意义(P<0.05).结论 亚甲减与左心室舒张功能减退有明显相关性,但与左心室收缩功能减退无明显相关性,提示亚甲减可导致心脏功能的改变,可通过多普勒超声心动图给予评价.
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303例住院肺栓塞患者危险因素分析
目的 探讨住院肺栓塞患者的变化趋势及其危险因素.方法 收集2001-2010年吉林大学第一临床医学院303例住院肺栓塞患者,对患病率、病死率及其危险因素进行分析.结果 10年间该医院肺栓塞患病率从0.09‰上升至1.12‰,病死率从73.3%下降至12.0%.肺栓塞主要危险因素依次为深静脉血栓形成、外科手术、心脏病、下肢静脉曲张或静脉炎、创伤及骨折等.外科手术已跃居为第二大危险因素.结论 医院内肺栓塞患病率逐步上升,而病死率显著下降.外科手术已成为主要危险因素之一.
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探索性空间数据分析在中国北方6省(区)布鲁氏菌病地区分布研究中的应用
以2004-2007年中国北方6省(区)(内蒙古、山西、黑龙江、陕西、吉林和辽宁)布鲁氏菌病(布病)疫情数据为例,探讨探索性空间数据分析方法在疾病空间分布中的应用价值.文中以校正年龄和性别的标准化发病比(SMR)作为布病发病危险指标,采用直方图、箱式图和箱式地图,以及全局和局域Moran’s I统计量等方法,在县级空间尺度下,对该数据进行探索性空间数据分析.结果表明,2004-2007年全局Moran’sI值分别为0.2581、0.4574、0.4457和0.4841,且均有统计学意义.局域Moran’s I空间自相关分析结果显示:2004-2007年北方6省(区)县级布病SMR主要表现为空间正相关.高高聚集区主要在东北部,地区类型主要是牧区,但半农半牧区、农区/城镇区县逐渐增加.低低聚集区主要在西部和南部,大部分区县为农区/城镇.低高聚集区很少,主要分布在布病SMR高发区县周围,地区类型主要是农区/城镇.2004-2007年中国北方6省(区)县级布病疫情呈扩散趋势,具体表现为自东向西、自南向北的扩散趋势,且正由牧区向半农半牧区、农区/城镇扩散.
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减盐防控高血压:中国人群的证据及应对策略建议
在现代社会中,心血管疾病已成为危害人类健康的主要疾病.2005年WHO的报告指出[1],心血管疾病是世界上排名首位的死因,导致世界范围内约30%的死亡.而在中国,心血管疾病所带来的威胁更为严重,卫生部2010年统计年鉴数据显示,2009年心血管疾病导致我国约40%的死亡[2].
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中国烟草流行与控制
烟草使用是当今世界大的可预防死因,烟草使用者中近一半将死于烟草使用.目前全世界吸烟者总人数超过10亿,约占世界人口的1/4.每年烟草使用导致全球500多万人死亡.在发展中国家,随着人口的稳步增长以及烟草企业的大力市场营销措施,烟草使用人数持续增长[1].如果当前的趋势继续下去,到2030年,由于烟草使用导致的年死亡人数将超过800万;到21世纪末,烟草使用将夺去10亿人生命,而且据估计,其中3/4以上集中在发展中国家[1].
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证据金字塔与循证实践新思路
循证医学是基于现有好的证据进行决策的学问[1,2],循证医学终必须通过医学工作者的实践活动才能实现,这就需要医学实践者敏于发现问题,并能够根据问题的需要检索、收集、整理和评估有关文献,这正是早期循证医学强调的重点.
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中国成人乙型肝炎免疫预防技术指南
一、引言乙型肝炎(乙肝)是由乙肝病毒(HBV)引起的以肝脏损坏为主要病变的传染病,全球均有分布,但我国是HBV感染率较高的国家.我国自1992年起在全国实施新生儿接种乙肝疫苗工作,并将乙肝疫苗纳入儿童计划免疫管理.1992和2006年我国开展了两次乙肝血清流行病学调查,结果显示儿童HBsAg携带率明显下降,预防效果显著.
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疾病潜伏期容许限容许区间的推算
为从不完整调查资料推算疾病潜伏期容许限和容许区间,假定观察次数(样本量)服从Poisson分布,引用复合整参数β-分布法计算疾病的潜伏期容许限和容许区间.获得以样本小顺序统计量与大顺序统计量为容许限,或以样本大、小顺序统计量差为容许区间的容许概率容许度,以及样本量服从Poisson分布参数的对应关系式.根据不完整调查资料提供的信息,结合数值举例,讨论如何有效合理地选择样本量的取样单位.
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验证性因子分析在临床医学科技成果评价指标体系研究中的应用
探讨验证性因子分析在科技成果评价指标体系中的作用.以临床医学科技成果评价指标体系为工具,收集实测数据,利用SPSS和AMOS软件分析,通过验证性因子分析评价指标体系的结构效度并确立各指标的权重.结果表明二阶验证性因子模型经检验P值均>0.05,说明实测数据与指标体系的构建理论和设想相吻合,拟合指数等拟合优度指标均>0.90,说明模型拟合效果佳.基于验证性因子分析的因子载荷确立了各指标的权重,其结果与Delphi法所确立的权重高度一致.验证性因子分析可以客观地分析各级指标之间的从属关系,可推广应用于指标体系的结构效度评价以及权重的确立.
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 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 z1 |
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 |