中华预防医学杂志
Chinese Journal of Preventive Medicine 중화예방의학잡지
- 主管单位： 中华卫生杂志；人民保健
- 主办单位： 中国科学技术协会
- 影响因子： 1.65
- 审稿时间： 1-3个月
- 国际刊号： 11-2150/R
- 国内刊号： 吕相征
- 论文标题 期刊级别 审稿状态
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血清脂联素水平与代谢综合征组分的相关性研究
目的 探讨血清脂联素水平与代谢综合征(metabolic syndrome,MS)各组分的相关性.方法 采用整群随机抽样的方法,抽取上海市的两个城区,经调查和体检,筛选出MS患者235例.通过对MS患者的脂联素水平与MS各组分(腰围、血压、血糖、血脂)相关性分析及主成分回归分析,初步探讨血清脂联素水平与MS各组分的关系.结果 男性脂联素水平为(2.82±1.73)μg/ml低于女性的(5.12±3.51)μg/ml,差异有统计学意义(Z=-5.25,P=0.00).脂联素水平[(4.38±3.23)μg/ml]与腹部肥胖相关,其与腰围[(93.37±7.76)cm]的spearrnan秩相关系数为rs=-0.18(tt=-2.79,P=0.01);与腰臀比(0.91±0.05)的spearman秩相关系数为rs=-0.28(tr=-4.44,P=0.00),而与人体质量指数(body mass index,BMI)[(26.85±3.10)ks/m2]无显著相关性(rs=-0.10,tr=-1.45,P=0.15).脂联素与胰岛素抵抗相关指标关系密切,包括空腹血糖[(5.48±1.72)mmol/L](rs=-0.13,tr=-2.00,P=0.05)、空腹胰岛素[(11.52±5.34)mU/L](rs=-0.15,tr=-2.31,P=0.02)、稳态模式评估法的胰岛素抵抗指数(HOMA-IR)(2.90±2.07)(rs=-0.17,tr=-2.63,P=0.01)及甘油三酯水平[(2.11±1.24)mmol/L](rs=-0.24,tr=-3.77,P=0.00).脂联素与总胆固醇水平[(5.01±1.19)mmol/L](rs=-0.05,tr=-0.78,P=0.44)、高密度脂蛋白胆固醇(HDL-C)[(1.21±0.32)mmol/L](rs=0.06,tr=0.93,P=0.36)、收缩压[(131.40±14.93)nun Hg,1 nun Hg=0.133 kPa](rs=-0.02,tr=-0.34,P=0.73)及舒张压[(86.77±9.14)mm Hg](rs=-0.02,tr=-0.27,P=0.78)无显著相关性.结论 MS患者血清脂联素水平与腹部肥胖及胰岛素抵抗相关指标呈负相关,而与血压未见直接联系.
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吸烟和年龄对电子垃圾拆解工人尿液中8-羟基脱氧鸟苷的影响
目的 研究吸烟和年龄对电子垃圾拆解工人尿液中8-羟基脱氧鸟苷(8-hydroxy-2'-deoxyguanosine,8-OHdG)的影响.方法 采用固相萃取-高效液相色谱电化学检测器(SPE-HPLC-ECD)方法,检测64名电子垃圾拆解男性工人上班前和下班后尿液中8-OHdG浓度.按照吸烟情况和工人的年龄分别对数据进行统计分析.结果 相对于吸烟者(42名),不吸烟者(22名)尿中8-OHdG浓度明显的增高,上班前,不吸烟组的工人尿液中的8-OHdG浓度为(8.25±4.23)μmol/mol肌酐,吸烟组工人尿液中8-OHdG浓度为(5.44±1.18)μmol/mol肌酐,两者差异无统计学意义(t=-0.81,P=0.42).而在下班后,不吸烟组的工人尿液中的8-OHdG浓度为(43.12±16.19)μmol/mol肌酐,大约是吸烟组工人尿液中8-OHdG浓度[(14.82±2.51)μmol/mol肌酐]的3倍.经过1 d暴露下班后,吸烟和不吸烟工人尿液中的8-OHdG浓度差异具有统计学意义(t=-2.33,P<0.05).按照工人的年龄分组,上班前,19岁～(6名)、20岁～(22名)、30岁～(23名)、40～49岁(11名)组工人尿中8-OHdG浓度分别为(1.86±0.66)、(3.57±0.54)、(8.12±4.10)、(11.39±3.70)μmol/mol肌酐,组间差异没有统计学意义(F=0.98,P=0.41);但经过1 d的暴露,下班后,19岁～、20岁～、30岁～、40～49岁组工人尿中8-OHdG浓度分别为(4.19±2.85)、(19.89±5.26)、(28.89±14.61)、(34.94±12.50)μmol/mol肌酐,组间差异具有统计学意义(F=4.81,P=0.03).结论 吸烟对拆解工人尿中8-OHdG浓度有一定的抑制作用,尿中8-OHdG浓度随年龄增高而增加.
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奥运空气质量保障措施对北京城市空气污染指数的影响及持续效应研究
目的 分析奥运空气质量保障措施对北京城市空气污染指数(air pollution index,API)的影响,预测奥运会后的持续效应.方法 描述2004-2008年北京城市API的时间分布状况,对2008年API进行时间序列分析,采用自回归求和滑动平均模型(autoregressive integrated movingaverage model,ARIMA)法建立预测模型,预测2008年12月空气质量.结果 2004-2008年月平均API以3、11月高,分别为120±66、116±72;7、8月低,分别为83±28、77±27.2004-2008年各年空气质量类别中"优"、"良"天数所占比例分别为9.56%(35/366)、54.37%(199/366),8.49%(31/365)、54.52%(199/365),7.12%(26/365)、58.90%(215/365),8.77%(32/365)、58.63%(214/365),16.67%(61/366)、58.20%(213/366),有逐年增加的趋势(X2趋势=11.397,P=0.001).建立ARIMA(1,0,0)模型可以较好拟合API时间序列,奥运期间干预措施可使API下降37.1%,用模型预测北京市2008年12月月平均API为82.结论 奥运会期间北京市空气质量提升明显,临时干预措施效果显著.奥运会后空气质量仍维持在较好水平.
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改良奶牛与传统蒙古黄牛的牛奶中雌激素和孕激素含量的比较
目的 测定我国目前市场上销售的改良奶牛的牛奶中雌激素和孕激素的含量,比较改良奶牛和传统蒙古黄牛所产牛奶的雌激素和孕激素含量.方法 用酶联免疫试剂盒测定牛奶中的雌酮、雌二醇、孕酮含量;并通过文献阅读和现场调查比较家庭散养的蒙古黄牛和饲养基地的改良奶牛在饲养和牛奶生产上的差异.结果 本研究中测定的蒙古黄牛奶中雌酮平均浓度为(98.5±12.4)pg/ml,雌二醇平均浓度为(24.6±3.0)pg/ml,孕酮平均浓度为(0.2±0.3)ng/ml.3种晶牌的市售奶之间,雌激素和孕激素的浓度高低不等,雌酮浓度分别为(150.2±8.4)、(131.3±16.3)、(128.9±13.0)pg/ml;雌二醇浓度分别为(35.4±2.2)、(30.3±3.1)、(30.0±2.0)pg/ml;孕酮浓度分别为(20.2±1.5)、(18.1±2.2)、(16.5±2.4)ng/ml.3种市场奶中的雌酮、雌二醇以及孕酮的含量均高于黄牛奶中的含量(雌酮此较:t=5.43,19.23,5.89;雌二醇比较:t=4.14,4.93,14.03;孕酮比较:t=28.47,32.73,22.82;P值均<0.05).文献阅读和现场调查发现家庭散养的传统黄牛在妊娠中后期不产奶,而奶牛饲养基地的改良奶牛在雌激素和孕激素水平显著升高的妊娠中后期继续产奶,改良奶牛的泌乳期明显延长,产奶量明显增加.结论 目前我国市场上销售的牛奶中含有一定量的雌激素和孕激素,含量高于蒙古黄牛生产的牛奶.这一结论不能否定牛奶的营养价值,旨在提醒大家关注牛奶中的雌激素和孕激素可能对健康产生的影响.
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体外受精-胚胎移植与自然受孕新生儿畸形的Meta分析
目的 应用Meta分析探讨体外受精-胚胎移植受孕与自然受孕新生儿畸形情况,为今关键词"in vitro fertilization","in vitro主题词和后的辅助生殖技术安全性研究提供依据.方法 应用fertilization and embryo transfer","congenital malformations"和体外受精-胚胎移植、先天畸形等,检索1999年至2007年ISI Web of Knowledge、Medline、CNKI等医学数据库发表的相关文献,并追查参考文献.采用Stata10.0软件进行Meta分析.结果 纳入8篇文献,无异质性(Q=3.57,P=0.83).体外受精-胚胎移植受孕者新生儿总畸形率高于自然受孕者,合并RR值为1.34(95%CI:1.26～1.43,Z=8.67,P=0.00).累积Meta分析提示,随着样本含量的增加估计值越精确.Egger检验提示无发表偏倚(P=0.21).对新生儿畸形进行分组,体外受精-胚胎移植受孕者新生儿心脏畸形率高于自然受孕者,合并RR值为1.48(95%CI:1.25～1.76,Z=4.53,P=0.00).结论 体外受精-胚胎移植受孕者新生儿总畸形率高于自然受孕者,新生儿心脏畸形率也高于自然受孕者.
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三种代谢综合征诊断标准在2型糖尿病家系人群中应用比较
目的 比较2005年美国国家胆固醇教育计划成人治疗方案第3次报告(ATPⅢ)、2005年国际糖尿病联盟(IDF)和2004年中华医学会糖尿病学分会(CDS)建议的代谢综合征(MS)诊断标准在2型糖尿病家系人群中应用的差异.方法 对715个2型糖尿病家系中有完整血压、血脂及血糖资料的4468名成员(包括配偶),由专门小组调查并采血样后,分别用ATPⅢ、IDF和CDS标准诊断MS,并比较MS患病率及诊断的一致性.结果 ATPⅢ、IDF和CDS标准诊断出的家系成员MS患病率分别为44.94%(2008/4468)、37.87%(1692/4468)、23.86%(1066/4468),均呈二级亲、配偶、一级亲、先证者逐渐升高的趋势[ATP Ⅲ标准诊断MS患病率分别为23.78%(117/492)、35.77%(318/889)、45.40%(1077/2372)、69.37%(496/715);IDF标准诊断MS患病率分别为20.53%(101/492)、31.61%(281/889)、38.74%(919/2372)、54.69%(391/715);CDS标准诊断MS患病率分别为8.94%(44/492)、16.99%(151/889)、25.08%(595/2372)、38.60%(276/715);ATPⅢ:X2趋势=266.359;IDF:X2趋势=155.950;CDS:X2趋势=165.087;P值均<0.01].用ATPⅢ、IDF诊断时,MS患病率女性明显高于男性[ATPⅢ:47.47%(1156/2435)、41.91%(852/2033);IDF:43.00%(1047/2435)、31.73%(645/2033);X2>值分别为13.871、60.169,P值均<0.01],而用CDS标准诊断时女性低于男性(分别为22.38%、25.63%,X2=6.423,P=0.011).ATPⅢ与IDF、ATPⅢ与CDS、IDF与CDS标准两两间的一致检出率分别为92.93%、75.56%和77.21%,其Kappa值分别为0.855、0.484和0.478(P值均<0.01).结论 在2型糖尿病家系人群中,ATPⅢ标准诊断的MS患病率及检出危险因素聚集的比例高,更能反映该人群MS及其组分的特点.
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脊髓灰质炎灭活疫苗基础免疫效果观察
目的 考察灭活脊髓灰质炎疫苗(inactivated poliomyelitis vaccine,IPV)在中国婴儿中的免疫效果,并与目前常规使用的口服脊髓灰质炎减毒活疫苗(oral poliomyelitis vaccine,OPV)进行比较.方法 对2个月龄婴儿采用组群随机法分为2个组,每组208名,分别接种IPV和OPV,并采集免疫前后血清.采用微量中和方法,对血清中抗脊髓灰质炎病毒3个型的中和抗体进行测定,对于抗体保护率比较采用X2检验进行统计学处理.抗体滴度进行对数转换后采用Z检验进行比较,所有统计学检验以P<0.05来确定差异是否具有统计学意义.结果婴儿经初次免疫后,IPV组Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ型病毒中和抗体保护率分别为100.0%(186/186)、97.3%(181/186)、98.9%(184/186),几何平均滴度(GMT)分别为151.2、86.7、211.3,OPV组Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ型病毒中和抗体保护率分别为97.4%(188/193)、100.0%(193/193)、95.3%(184/193),GMT分别为1089.5、538.2、203.7.两组中Ⅰ、Ⅱ型的保护率差异没有统计学意义(Ⅰ、Ⅱ型分别为X2Ⅰ=2.991,P=0.084;X2Ⅱ=3.512,P=0.061),但Ⅲ型中差异有统计学意义(X2Ⅱ=4.143,P=0.042).IPV组Ⅰ、Ⅱ型抗体几何平均滴度低于OPV疫苗,差异有统计学意义(ZⅠ=12.537,P=0.000;ZⅡ=13.415,P=0.000),而Ⅲ型抗体几何平均滴度差异没有统计学意义(ZⅢ=0.067,P=0.947).结论 经基础免疫后IPV在婴儿中免疫效果良好,和OPV相比,IPV组Ⅰ、Ⅱ型保护率与OPV相当,Ⅲ型高于OPV组.IPV组Ⅰ、Ⅱ型抗体几何平均滴度低于OPV疫苗,而Ⅲ型抗体几何平均滴度与OPV组相当.
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广东省东莞市超重及肥胖青少年代谢综合征与糖调节异常的研究
目的 通过研究超重及肥胖对青少年空腹血糖受损(IFG)及糖耐量低减(IGT)影响的特点,了解青少年2型糖尿病(T2DM)发生和发展的过程.方法 2007年5月至11月,以东莞地区3856名11～18岁在校中学生为研究对象.根据志愿的原则,对符合超重及肥胖(b/Ob)的368例男生和326例女生再抽静脉血,检测血脂、空腹血糖(FPG)和餐后2小时血糖(2 h PC)、空腹胰岛素(Fins),然后根据体质指数(BNI)(暂定)标准Ⅱ分成超重组(b)和肥胖组(Ob),以11岁～和15～18岁年龄段对检测数据进行统计分析.结果 (1)同年龄段两组BMI、低密度脂蛋白胆固醇(LDL-C)、胰岛素抵抗指数(IR)、IFG和IGT的比较:①女生ll岁～b组的BMI值为(22.1±2.4)kg/m2、LDL-C为(2.38±0.65)mmol/L、IR为1.15±0.58,IFG和IGT的检出率分别为3.5%和1.4%;Ob组的BMI值为(24.4±3.9)kg/m2、LDL-C为(2.70±0.73)mmol/L、IR为1.36±0.67、IFG和IGT的检出率分别为14.6%和6.3%,两组相比的t或X2值分别为4.83、2.45、2.10、7.41和7.99(P值均<0.01或<0.05).15～18岁b组的BMI值为(25.8±3.1)kg/m2、LDL-C为(2.35±0.61)mmol/L、IR为1.14±0.64、IFG和IGT的检出率分别为3.1%和4.1%,Ob组的BMI值为(28.0±4.3)kg/m2、LDL-C为(2.69±0.69)mmol/L、IR为1.43±0.84、IFG和IGT的检出率分别为12.8%和15.4%,两组相比的t或X<2>值分别为3.33、2.79、1.87、4.75和5.17(P值均<0.01或<0.05).②男生11岁～b组的BMI值为(22.4±2.3)kg/m2、LDL-C为(2.36±0.67)mmol/L、IR为1.19±0.65、IFG和IGT的检出率分别为3.6%和1.8%,Ob组的BMI值为(24.6±4.2)kg/m2、LDL-C为(2.68±0.71)mmol/L、IR为1.44±0.89、IFG和IGT的检出率分别为13.3%和9.4%,两组相比的t或X2值分别为4.85、2.72、2.19、6.75和6.76(P值均<0.01或<0.05).15～18岁b组的BIM值为(26.4±2.8)kg/m2、LDL-C为(2.35±0.70)mmol/L、IR为(1.24±0.68)kg/m2、IFG和IGT的检出率分别为4.7%和5.6%,Ob组的BMI值为(28.2±4.8)kg/m2、LDL-C为(2.71±0.73)mmol/L、IR为1.50±0.95、IFG和IGT的检出率分别为17.9%和17.9%,两组相比的t或X2值分别为2.80、2.69、1.84、6.68和6.27(P值均<0.01或<0.05).男生11岁～b组FIG为(4.88±0.76)mmol/L,Ob组FPG为(5.09±0.80)mmol/L,两组相比t=1.84,P<0.05.(2)不同年龄段比较:①男生Ob组11岁～的2 h PG为(5.13±1.18)mmol/L,15～18岁的2 h PG为(5.36±1.24)mmol/L,两组相比t=1.78,P<0.05,接近成人的水平.男生11岁～(h/Ob)IGT阳性者有8例,阳性率为3.6%;15～18岁(b/Ob)IGT阳性者有13例,阳性率为8.9%,两年龄段相比X2=6.86,P<0.01.②女生11岁～(b/Oh)IGT阳性者有5例,阳性率为2.6%;15～18岁(b/Oh)IGT阳性者有10例,阳性率为7.4%,两年龄段相比X2=4.02,P<0.05.结论 青少年T2DM的预防,应从预防体重超重开始,同时对有高危因素的青少年人群进行定期筛查,并对有高危因素者及早地进行干预性治疗,防止或减少糖调节异常患者(IFG、IGT)向T2DM的转化.
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中国人群膳食黄曲霉毒素致肝癌的暴露评估
目的 评估我国人群膳食黄曲霉毒素暴露引发肝癌的危险.方法 用数学模型和暴露限值(MOE)两种方法对我国人群膳食黄曲霉毒素进行了暴露评估.数学模型中使用的资料来源于联合国粮农组织和世界卫生组织食品添加剂联合专家委员会(JECFA)和2004年我国居民血样乙型肝炎病毒(HBV)标志物的调查.MOE模型中使用的资料来源于动物实验研究资料、第四次中国居民营养与健康状况调查以及国家食品污染物监测网.结果 数学模型方法表明,对我国膳食黄曲霉毒素暴露处于平均水平(665.43 ng/标准人日)的人群,由黄曲霉毒素暴露导致的肝癌发病率为每年0.4033/10万;对于膳食黄曲霉毒素暴露处于高水平(第97.5百分位,24 787.20ns/标准人日)的人群,由黄曲霉毒素暴露导致的肝癌发病率为每年15.0215/10万.MOE方法表明,在全国、城市和农村处于平均膳食黄曲霉毒素暴露水平(分别为0.011 09、0.008 13、0.012 49μg·kg-1·d-1)下的人群中,黄曲霉毒素导致肝癌的MOE值分别为9017.1、123 04.7和8006.4;对处于高膳食黄曲霉毒素暴露(第97.5百分位,分别为0.413 10、0.289 30、0.489 50 μg·kg-1·d-1)的全国、城市和农村人群而言,由黄曲霉毒素暴露导致肝癌的MOE值分别为242.1、345.7、204.3.结论 对膳食黄曲霉毒素处于平均暴露水平的人群,膳食黄曲霉毒素暴露导致肝癌的危险属于中度,对于高暴露水平的人群,膳食黄曲霉毒素暴露导致肝癌的危险属于高度.
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轮状病毒SA11衣壳蛋白VP7的毕赤酵母重组表达及IgY的制备
目的 真核重组表达轮状病毒(rotavirus,RV)SA11株VP7衣壳蛋白并制备、纯化其卵黄抗体(IgY).方法 将SA11标准株在MAl04细胞中增殖,收集病毒液.从病毒液中提取RNA,通过逆转录聚合酶链反应(RT-PCR)扩增获得SA11株衣壳蛋白VP7的长度为978 bp的编码基因,将PCR产物连接到pMD18-T载体上,进行测序.将重组体哑克隆到分泌表达载体pPICZαB中,再将重组体转化人大肠杆菌Top10中,用BstXI线性化酶切重组质粒后电转入毕赤酵母X-33中,进行测序.转染成功的菌落再用甲醇诱导表达,亲和层析法纯化重组蛋白抗原,十二烷基硫酸钠聚丙烯酰胺凝胶电泳(SDS-PAGE)和蛋白免疫印迹(Western blotting)鉴定,用重组蛋白免疫罗曼母鸡,收集鸡蛋,Western blotting鉴定、纯化IsY.结果 细胞增殖液中提取的RNA银染可见11个条带,成功构建了含pPICZαB-SA11 VP7的毕赤酵母X-33,毕赤酵母X-33分泌的融合蛋白被收集、纯化.毕赤酵母X-33表达的SA11 VP7的衣壳蛋白经Western blotting验证与预测蛋白相对分子质量40 200相符.从鸡蛋中提取的鸡的IgY验证为抗VP7的抗体.纯度可达到95%,1个鸡蛋能产10.2 mg的IgY.结论 抗重组RV SA11衣壳蛋白VP7和IgY的成功制备为疫苗和诊断试剂的开发奠定了基础.
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用于氯霉素、克伦特罗和雌二醇三种兽药残留检测的高通量悬浮芯片技术研究
目的 建立一种氯霉素、克伦特罗和雌二醇(17-beta-estradiol,E2)的3种兽药残留的新型高通量悬浮芯片检测技术.方法 合成3种兽药的牛血清白蛋白(bovine serum albumin,BSA)结合物,并进行紫外和质谱鉴定.将3种蛋白结合物偶联于聚苯乙烯荧光微球上,在液相反应体系中3种小分子兽药抗原和微球上的结合物共同竞争液相中各自特异性的生物素化单抗,优化和筛选出微球上偶联BSA结合物和反应抗体的适加入量.绘制出3种兽药残留检测的标准曲线;对不同浓度的干扰物和待测物分组,以此进行特异性检测和盲样测定.并用扫描电子显微镜(简称电镜)进行微球表面微观结构观察.结果 3种小分子兽药可与BSA成功偶联;3种结合物的加入量和抗体的加入量分别做了优化;悬浮芯片检测的标准曲线方程和方程相应的决定系数(R2)表现良好,R2>0.99;3种兽药悬浮芯片的检测区间分别为(40.00～6.25)×105ns/L,(50.00～7.81)×105ng/L和1.00×103～7.29×105ng/L;低检出限为:40 ng/L、50 ng/L和1 μg/L;同时,悬浮芯片的特异度测试良好,与其他药物无明显交叉反应;对盲样测定的检测浓度值与实际浓度偏差在8.09%～17.03%,可认为偏差较小.电镜对微球表面微观结构的观察也直观地确证了蛋白在微球上的成功偶联.结论 高通量悬浮芯片技术操作简单,灵敏快速,成本低廉,为多种兽药残留的快速检测提供了新方法,具有广阔的应用和发展前景.
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调控蛋白Cyclins时序性表达与人胚肺成纤维细胞周期进程关系
细胞周期关卡阻滞是细胞应对遗传损伤的重要调节机制,也是近年来研究的热点.但连续运转的细胞周期中某一时刻均存在处于各个时相的细胞,G1期占绝大多数,容易掩盖其他细胞周期时相细胞应对遗传损伤的周期阻滞效应.
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浙江鼬獾狂犬病毒F01株P和M基因序列测定分析
狂犬病毒(mbies virus,RABV)广泛存在于多种哺乳动物体内,并在宿主动物之间相互传播.鼬獾又名白面鼬,野生小型貂科动物,杂食性,浙江全境均有分布.
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舟山市公共场所集中空调通风系统清洗和军团菌污染状况调查
舟山群岛位于浙江东北部、长江人海口,是由1390个岛屿组成的海岛城市,属中亚热带海洋性季风气候.目前市区的公共场所基本都采用了集中空调系统,为掌握舟山市目前公共场所集中空调通风系统军团菌的污染情况和清洗状况,为预防控制公共场所集中通风系统污染提供依据,并且配合卫生部<公共场所集中空调通风系统卫牛规范>(2006年)的实施,舟山市疾病预防控制中心于2007年8月和12月开展了公共场所集中空调通风系统卫生状况的调查.
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浙江省2005-2007年死胎的流行状况分析
为正确认识浙江省围产儿死亡中死胎的流行趋势和危险因素,笔者对2005-2007年浙江省内30个省级卫生监测点收集的死胎资料进行了分析,现报告如下.
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质谱技术在代谢组学研究中的应用
代谢组学(metabonomics)概念首先由Nicholson等[1]在1999年提出,将其定义为:对病理(生理)刺激或基因改变时生物体系的动态代谢响应的多参数定量分析.即代谢组学是关于生物内源代谢物整体及其变化规律的科学,它的中心任务就是检测、量化和绘制生物代谢组的动态变化规律,并将该变化规律和所发生的生物化学反应过程联系起来[2].
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死亡地点影响因素研究进展
死亡地点研究是临终关怀的重要内容之一.尊重患者有权选择适宜的死亡场所无论是对患者还是患者家属都非常重要,这对提高临终关怀的质量、制定卫生保健政策具有重要意义.另外,死亡地点的研究可以了解不同场所死亡的特征,有利于加强死因登记报告,完善死因监测系统,提高死因数据报告的质量.
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解读《食品安全法》
近年来,我国的食品安全状况受到空前的关注,不少方面亟待提高和改善.健全法律、法规是提高国家食品安全水平的重要措施,大部分发达国家都制定了国家食品安全法,有些国家甚至颁布了食品安全的"基本法",如欧盟178号法规(2002年)和日本<食品安全基本法>(2003年).
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强化分析毒理学工作应对食品安全事故
2007年美国发生了因在饲料中非法添加三聚氰胺导致宠物肾结石事件,2008年我国发生了因非法添加引起婴儿配方奶粉三聚氰胺污染(以下简称为问题奶粉),进而使29.4万婴儿发生肾结石的重大食品安全事故,这使人们对于危害识别能力提出了更高的要求[1-2].
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甲型H1N1流行性感冒疫情暴发的思考
近年来,传染病的"新现"(emergency)与"再燃"(re-emergency)已经逐渐凸显为为重要的公共卫生问题之一.在亚洲,H5N1高致病性禽流感病毒间或性地感染人群、造成病例死亡,并出现人间传播病例,不仅重创了当地的禽类养殖业和旅游业,更引发社会普遍的恐慌;在东部非洲,由于雨季时间延长,使得裂谷热病毒疫情再次上升,更重要的是病毒通过当地的伊斯兰教朝觐者逐渐向中东地区传播,沙特阿拉伯和也门相继报告了确诊病例;在南美洲,黄热病病例的分布范围不断扩大,促使整个大洲不得不共同协调进行监测,同时实施大规模的疫苗接种项目以避免疾病的进一步扩散;在欧洲,蓝舌病病毒的新变种BTV-8使得原本仅存在于南欧的蓝舌病逐渐向北欧蔓延,不仅严重危害家畜养殖,同时也引发了这种改变是由于病毒本身的变异抑或是媒介昆虫改变所导致的新讨论.
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论风险信息交流在我国食品安全工作中的应用与挑战
近20年来,风险分析原则广泛用于食品安全、环境卫生、职业卫生和突发公共卫生事件的处理,而在食品安全工作中应用风险分析,我国与国际水平之间尚有相当差距,尤以风险信息交流为较薄弱的一个环节[1].我们从风险分析框架出发,以国内外实例探讨在我国食品安全工作中应用这一重要策略所面临的挑战和发展方向.
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为劳动者健康勤奋工作的预防医学专家蔡世雄博士
蔡世雄博士是中国疾病预防控制中心职业卫生与中毒控制所研究员,中国人民政治协商会议全国委员会第九届和第十届委员.他用毕生的精力和智慧,通过其平凡而切实的工作为我国的预防医学事业做出了贡献.
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《食品添加剂使用卫生标准》中带入相关问题及探讨
我们在实际检测工作中发现卫生标准与检测有关的2处疏漏,今报告如下.
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食品添加剂带入原则相关问题的解读
蒋斌同志站在食品卫生监督检验一线工作人员的角度,提出了<食品添加剂使用卫生标准>(GB 2760-2007)执行过程中的两个常见问题,很有代表性.
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| 2019 | 01 03 |
| 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 z1 |
| 2007 | 01 02 03 04 05 06 z1 |
| 2006 | 01 02 03 04 05 06 |
| 2005 | 01 02 03 04 05 06 |
| 2004 | 01 02 03 04 05 06 |
| 2003 | 01 02 03 04 05 06 |
| 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 |
| 1998 | 01 03 04 05 06 |
