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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2005-2014年中国麻疹空间自相关分析
目的：分析2005—2014年中国麻疹发病的空间流行特征，探索麻疹发病的空间聚集区。方法在中国疾病监测信息报告管理系统中，按发病日期收集2005—2014年全国各地级市（地区、旗、盟）报告的麻疹临床诊断病例和实验室确诊病例（麻疹病例）信息（包括人口学特征，空间分布、诊断和报告情况等）。剔除地址不详、未经临床诊断或实验室确诊的病例，共65022例。本研究不包括中国香港、澳门、台湾以及外籍病例。地图资料来源于中国CDC的全国1∶100万市级边界地理数据。2005—2014年分市人口数据来源于国家统计局中国统计年鉴。根据消除麻疹工作重点，将2005—2014年分为2005—2008、2009—2012和2013—2014年3个阶段。采用Arcgis软件绘制疾病地区分布图并进行全局和局部空间自相关分析，计算空间自相关系数（I值）。结果2005—2014年全国累计报告麻疹确诊病例650222例，年平均发病率为4.95/10万，高报告发病年份为2008年（9.95/10万），低报告发病年份为2012年（0.46/10万）；2005—2008年的年平均发病率为8.87/10万，2009—2012年为1.99/10万，2013—2014年为2.96/10万。2005—2014年的全局I值分别为0.31、0.08、0.36、0.56、0.26、0.48、0.34、0.20、0.29和0.52，P值均<0.05。2005—2008年、2009—2012年和2013—2014年的高值-高值聚集区（I>0）平均发病率分别为33.02/10万、7.06/10万和11.91/10万。西部地区持续存在高值-高值聚集区，但聚集规模随时间减小，且与东部麻疹发病强度的差异逐渐缩小。结论2005—2014年中国麻疹发病在地级市水平呈现聚集分布，存在空间相关性。消除麻疹工作取得一定进展，但高值-高值聚集发病地区仍持续存在，需重点关注并采取针对性防控措施。
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2004-2013年中国流行性腮腺炎流行病学特征分析
目的：分析2004—2013年中国流行性腮腺炎流行病学特征。方法在全国“传染病报告信息管理系统”中，收集发病日期为2004年1月1日至2013年12月31日、传染病报告卡审核状态为“已终审卡”、病例分类为“实验室诊断病例”和“临床诊断病例”的流行性腮腺炎个案信息（不包括中国香港、澳门和台湾）。采用描述流行病学方法，分析流行性腮腺炎病例的时间、地区和人群分布特征。结果2004—2013年，全国腮腺炎年平均发病率为24.20/10万，其中2011和2012年为高发年份，报告发病率分别为33.9/10万（454385/134091万）和35.6/10万（479518/134735万）；每年发病的季节趋势呈现规律的双峰分布，第一个发病高峰在4—7月，第二个发病高峰在11月至次年1月。2004—2013年，宁夏、西藏、新疆和广西年平均发病率较高，分别为72.1/10万（4425/613万）、48.5/10万（1396/287万）、51.7/10万（10887/2104万）和40.8/10万（19179/4699万）；广东、四川、广西和浙江年平均病例数较多，分别为28078、21924、21616和20000例；北京、天津、上海持续低发。2004—2013年，流行性腮腺炎的高发年龄为5~9岁，报告发病率为118.2/10万~281.4/10万，其中2004—2008年，发病率高峰为6~8岁，报告发病率为174.1/10万；2009—2013年，高发年龄为5~7岁，报告发病率为234.5/10万。结论2011和2012年，中国腮腺炎报告发病率较高；学龄儿童是流行性腮腺炎的主要发病人群。
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2007-2013年中国部分艾滋病高发地区感染HIV孕产妇分娩情况
目的：分析2007—2013年中国部分地区感染HIV孕产妇的分娩情况。方法于2007年1月至2013年6月，以河南尉氏县和上蔡县，云南瑞丽市、陇川县和临翔区，新疆伊宁市，广西灵山县和八步区等8个县（市、区）为研究地区，选取地区内所有开展助产服务的医疗保健机构，并以其中在孕产期发现并确诊的感染HIV的孕产妇为研究对象，排除有明显心理疾病或精神疾病、及不清楚自身HIV感染状况者，共1128例。采用自编式结构调查工具对研究对象进行一对一的面访，调查其人口学特征、分娩情况、妊娠结局及新生儿异常情况。采用趋势χ2检验比较不同年份研究对象住院分娩、阴道分娩、助产技术使用、及新生儿结局情况的差异。结果1128例研究对象的住院分娩率为96.4%（1087例），新生儿累计存活率为99.3%（1120例），阴道分娩率为61.3%（691例），其中，使用助产技术的比例为37.8%（261/691）。2007—2013年的住院分娩率分别为95.1%（253/266）、94.8%（188/198）、93.7%（164/175）、98.8%（159/161）、98.6%（141/143）、97.4%（114/117）和100.0%（68/68）（χ2趋势=7.68，P=0.006）；新生儿累计存活率分别为98.5%（262/266）、99.0%（196/198）、99.4%（174/175）、99.4%（160/161）、100.0%（143/143）、100.0%（117/117）和100.0%（68/68）（χ2趋势=4.58，P=0.030）；HIV感染孕产妇阴道分娩比例分别为62.2%（166/266）、54.8%（109/198）、59.9%（105/175）、61.7%（100/161）、66.7%（96/143）、58.8%（69/117）和66.7%（46/68）（χ2趋势=1.19，P=0.276），助产技术使用率分别为39.2%（65/166）、47.4%（52/109）、35.9%（38/105）、46.0%（46/100）、25.5%（25/96）、31.2%（22/69）和28.3%（13/46）（χ2趋势=6.76，P=0.009）。结论中国感染HIV孕产妇住院分娩和使用助产技术的比例均呈现逐年上升的趋势；新生儿存活率与发达国家接近。
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重庆市31902名婴幼儿头围发育情况及头围过小的影响因素分析
目的：研究重庆市婴幼儿头围发育状况，分析头围过小的影响因素。方法以2010年1月1日至2014年11月1日期间在重庆某医院儿童保健科进行头围检查的31902名（男童17511名，女童14391名）7~24月龄婴幼儿为研究对象，资料包括婴儿性别、年龄、头围、出生情况、母亲妊娠史、喂养方式、父母文化程度等信息；采用独立样本t检验比较男女童头围差异，采用多因素非条件logistic回归模型分析影响婴幼儿头围过小的相关因素。结果7~8、9~10、11~12、13~18、19~24月龄男童头围分别为（44.3±1.3）、（45.2±1.4）、（46.1±1.5）、（46.8±1.4）和（47.8±1.4）cm，女童头围分别为（43.1±1.3）、（44.1±1.3）、（44.8±1.4）、（45.7±1.4）和（46.7±1.3）cm，男童头围均大于女童，差异有统计学意义（t值分别为32.09、27.73、32.21、41.66、32.03，P值均<0.001）。31902名婴幼儿中头围过小检出率为3.2%（1025名）；多因素logistic回归分析结果显示，出生体重、胎次与婴幼儿头围过小相关，OR（95%CI）值分别为0.15（0.13~0.18）、1.31（1.11~1.54）；相对于郊区居住、足月产、顺产、母乳喂养婴幼儿，市区居住、过期产、剖宫产、人工喂养和混合喂养婴幼儿头围过小的风险较低，OR（95%CI）值分别为0.60(0.52~0.68)、0.55(0.44~0.70)、0.76(0.67~0.87)、0.46(0.32~0.67)、0.51(0.34~0.75)。结论重庆市婴幼儿头围发育总体水平良好，婴幼儿头围过小与家庭环境因素、出生情况及喂养模式密切相关。
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盐酸安非他酮联合心理干预的戒烟效果评价
目的：评价盐酸安非他酮联合心理干预对戒烟门诊患者戒烟的有效性。方法采用干预研究设计，以2008年10月28日至2014年10月31日在北京某医院戒烟门诊就诊的吸烟者287例做为调查对象，其中156例患者首诊时仅接受标准的心理干预，为心理干预组；131例在接受心理干预的同时接受盐酸安非他酮辅助戒烟，定义为盐酸安非他酮组。比较了随访1、6个月时两组的7d时点戒烟率，随访6个月时两组的持续1个月戒烟率，以及随访1、6个月时两组的减烟率，采用意向性分析的统计学方法分析两组的差异。结果随访1、6个月时，盐酸安非他酮组的7d时点戒烟率均高于心理干预组[随访1个月时，两组戒烟率分别为26.0%(34/131)、15.4%(24/156)，OR(95%CI)值为1.93(1.07~3.46)；随访6个月时，两组戒烟率分别为27.8%(35/131)、15.4%(24/156)，OR(95%CI)值为2.01(1.12~3.59)；随访6个月时，盐酸安非他酮组持续1个月的戒烟率高于心理干预组，分别为26.0%(34/131)、14.7%(23/156)，OR(95%CI)值为2.03(1.12~3.66)。随访1个月时，盐酸安非他酮组的减烟率高于心理干预组，分别为55.0%(72/131)、38.5%(60/156)，OR(95%CI)值为1.95(1.22~3.13)。结论在戒烟门诊就诊患者中，给予患者盐酸安非他酮辅助戒烟可有效提高戒烟率和减烟率。
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2001-2011年武汉市寒潮天气对江岸区居民死亡的急性影响
目的：分析2001—2011年武汉市寒潮天气对江岸区居民死亡的急性影响。方法收集武汉市江岸区2001至2010年每年12月和2002至2011年每年1—3月的居民死亡监测资料，根据国际疾病分类编码将死亡居民以不同死因进行分类，提取其中非意外死亡、心血管疾病死亡、呼吸系统死亡例数，并收集研究时期内国家气象中心的气象因素以及武汉市环境监测中心的大气污染物数据，将寒潮定义为日均气温不高于研究时间内日均气温的P5（2.58℃），且持续不少于5 d。应用分布滞后非线性模型（DLNM）评价寒潮天气对居民死亡的急性影响。结果研究期间，非意外死亡人数共17119例，其中心血管疾病死亡7968例（占46.5%），65岁以上老年人9403例（占75.5%）。研究期内共发生13次寒潮事件，寒潮持续时间合计111 d。非寒潮日、2008年寒潮和其他年份寒潮期间的日均气温分别为（8.2±4.5）、（-0.7±1.4）和（0.8±1.2）℃；日均死亡例数分别为（14.0±4.2）、（18.2±4.5）、（14.9±4.9）例。DLNM模型分析结果显示，寒潮会增加全人群非意外死亡风险，与非寒潮日相比，2008年寒潮累积滞后0~27 d的死亡风险较高[RR=1.56(95%CI：1.36~1.79)]，且高于其他年份寒潮日(RR=1.23，95%CI：1.08~1.41)。2008年寒潮期间，心血管疾病死亡和≥65岁人群发生死亡风险的RR （95%CI）值分别为1.96(1.62~2.37)、1.67(1.43~1.95)，男性和女性发生死亡风险的RR（95%CI）值分别为1.60(1.33~1.92)、1.50(1.23~1.84)。结论寒潮天气增加了武汉市居民非意外死亡风险，且心血管疾病患者和老年人群可能对寒潮的影响更为敏感。
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2013年淮河流域14个县（区）肝癌对期望寿命的影响及其与水环境的关系
目的：分析淮河流域14个县（区）2013年期望寿命、去肝癌死因期望寿命和2004—2010年地表水质变化情况，探讨肝癌与水环境的关系。方法选择淮河流域14个县（区）为调查地区，提取中国CDC淮河流域死因监测数据库中2013年死因监测数据，其中《国际疾病分类第十版（ICD-10）》中编码22的为肝癌死亡数据；收集并整理2004—2010年《中国环境年鉴》中淮河流域主要水质监测指标年均值数据。依据《中国河湖大典》将淮河流域地理特征及调查地区分为5类：淮河上游地区（上游）、淮河中游北部支流地区（中游北部）、淮河中游干流及南部支流地区（中游南部）、淮河下游地区（下游）和沂沭泗河流域（沂流）。计算调查地区期望寿命及去肝癌死因期望寿命和内梅罗水质污染指数，分析肝癌与水环境的关系。结果位于下游的江苏省金湖县期望寿命高，为78.85岁，位于中游北部的河南省沈丘县期望寿命低，为68.99岁；去肝癌死因后的期望寿命增加值高的县（区）为0.86岁，低的县（区）为0.31岁；中游北部期望寿命增加值较高，为0.77岁，其中男性、女性期望寿命增加值分别为1.04、0.40岁；沂流期望寿命增加值较低，为0.41岁，其中男性、女性期望寿命增加值分别为0.54、0.24岁。2004—2010年，中游北部内梅罗水质污染指数较高，分别为2.08、1.74、1.64、1.81、1.41、1.26、和1.06；内梅罗水质污染指数与人群期望寿命增加值呈正相关（r=0.64，P=0.014），其中，与男性期望寿命增加值呈正相关（r=0.64，P=0.014），与女性期望寿命增加值相关性无统计学意义（r=0.44，P=0.115）。结论肝癌对期望寿命的影响较大，男性去肝癌死因期望寿命增加值高于女性；肝癌死亡与调查地区水环境污染可能存在一定关联，但并不能判定其因果关系。
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中国长寿地区老年人超敏C反应蛋白与日常生活活动能力的关系
目的：研究我国长寿地区老年人超敏C反应蛋白（hs-CRP）与日常生活活动能力（ADL）的关系。方法数据来自中国老年人口健康影响因素跟踪调查（CLHLS）项目，于2012年选择8个中国长寿之乡进行调查，共调查2352名≥65岁老年人，排除ADL测试结果或血样检测结果缺失者后，终共计纳入2227名。通过问卷调查、身体测量和血生化指标检测收集一般人口学特征、生活方式、ADL、血压、血脂、生物标志物等信息。将能够独立完成反映生活自理能力6个项目（洗澡、穿衣、室内活动、上厕所、吃饭、控制大小便）的老年人分为ADL正常组，不能独立完成者分为ADL受损组。采用多因素logistic回归模型分析影响ADL受损的相关因素。结果2227名调查对象中，ADL正常组1674名（75.2%），受损组553名（24.8%）。全体调查对象中ADL正常组hs-CRP水平的P50（P25~P75）为0.88（0.38~2.29）mg/L，低于受损组[1.27（0.47~4.28）mg/L]（Z=-4.71，P<0.001）；hs-CRP升高率为12.8%（214），低于受损组[22.6%（125）]（χ2=31.06，P<0.001）。多因素logistic回归分析结果显示，年龄每增加1岁，ADL受损的风险增加1.08倍[OR（95%CI）=1.08（1.07~1.10），P<0.001]；同时，hs-CRP升高、汉族、患脑卒中者ADL受损风险较高[OR（95%CI）值分别为1.42（1.04~1.94）、1.87（1.13~3.08）、2.81（1.87~4.23），P值均<0.05]，而参加休闲活动者ADL受损风险较低[OR（95%CI）=0.29（0.22~0.38），P<0.001]。结论老年人的hs-CRP水平与ADL相关，hs-CRP升高者ADL受损风险较高。
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青岛市控烟立法初期15岁以上城乡居民烟草流行特征与禁烟态度调查分析
烟草危害是当今世界严重的公共卫生问题之一。科学证据表明，烟草烟雾暴露可以导致肺癌、呼吸系统、心脑血管等疾病[1-3]，中国吸烟人数超过3亿，每年因吸烟导致死亡的人数已超过100万，二手烟暴露人数达7.4亿[4]。为降低烟草烟雾危害，保障公众健康，创造良好的公共环境，《青岛市控制吸烟条例》（以下简称《条例》)于2013年9月1日正式实施。与部分城市不同，《条例》覆盖了青岛市城乡所有行政区域，禁烟范围涵盖所有室内公共场所、工作场所和公共交通工具，以及部分室外场所，是符合《烟草控制框架公约》的一个控烟法规。为掌握青岛市居民成年人吸烟和被动吸烟流行状况，判断烟草流行变化趋势，了解居民对《条例》的知晓和支持情况，为有针对性的评估和修订《条例》提供基础资料，青岛市于2014年4—6月开展了由中国CDC和美国CDC组织的中国城市成人烟草流行调查项目，针对青岛市城乡≥15岁居民烟草使用及相关情况入户问卷调查。
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2003-2013年上海市嘉定区甲状腺癌发病率变化趋势分析
甲状腺癌是内分泌系统常见的恶性肿瘤，中国甲状腺癌发病率由1988年的1.78/10万升高至2009年的6.56/10万[1]。近年来研究发现，甲状腺癌发病呈上升趋势[2-3]。本研究对上海市嘉定区2003—2013年甲状腺癌发病资料进行统计分析，以了解嘉定区甲状腺癌的发病情况，掌握该地区甲状腺癌的流行特征及时间趋势，为预防和干预该疾病提供科学依据。
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一起百日咳家庭聚集性发病流行病学调查
近年来“百日咳再现”发生于全球多个疫苗高覆盖国家及地区，其流行病学特征较过去主要在儿童间传播发病发生了一系列变化，出现婴幼儿、青少年及成年人发病均较高的趋势，呈家庭聚集性发病[1-5]。2015年天津市西青区监测到一起百日咳家庭聚集性发病，现将本起疫情调查情况报道如下。
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糖尿病高危人群生活方式干预评价量表的研究及应用
日益增多的高危人群是近30年来我国糖尿病迅猛增长的重要原因，而以膳食不合理、身体活动不足、超重肥胖等糖尿病的危险因素为靶点，进行针对性、个体化的干预，可以有效预防糖尿病。使用量表在干预前后对干预对象相关知识、态度、行为的测评，可作为干预需求和效果的评价指标。量表的研发以科学和实用为基本要求，其理论依据和测量内容应符合行为改变理论，对科学研究认可的干预内容进行规范化、精细化测量，应具有良好的效度、信度和可接受性。中国CDC慢性非传染性疾病预防控制中心研发并获得了性能良好的“糖尿病高危人群生活方式干预知识、态度、行为评价量表，量表的使用可提高我国高危人群通过生活方式干预预防糖尿病的针对性和科学性。今后，高危人群干预评价量表的研发，应追寻新的问题需求及不同人群特点，研发新量表，修改或简化原有量表，并将测量维度扩展至对行为改变的障碍因素和支持环境等方面。
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重大危险化学品事故中开展人群暴露评估需要关注的问题
重大危险化学品事故会对人群健康产生多种急慢性损伤。对重大危险化学品事故进行人群暴露评估，可以确定事故对人群健康产生的影响。本文通过分析国内外重大危险化学品事故人群暴露评估案例总结出，识别特征污染物、划定暴露范围和暴露人群、收集污染物环境监测数据和人群健康影响资料等是进行人群暴露评估的基础与关键。
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糖尿病高危人群生活方式干预知识、态度、行为评价量表的效度、信度及可接受性评价
目的：评价糖尿病高危人群生活方式干预知识、态度、行为量表的效度、信度和可接受性，为该量表在人群中的使用提供科学依据。方法以糖尿病高危人群生活方式干预知识、态度、行为评价量表为调查工具，采取方便抽样的方法，调查了406名糖尿病高危人群。以Pearson相关系数、因子分析、高分组和低分组评分的独立样本t检验分别评价量表的内容效度、结构效度和辨别效度；以内部一致性信度、劈半信度为指标评估量表的信度，其中内部一致信度指标包括Cronbach'sα、θ系数、Ω系数；以量表回收率、填表时间为指标评估量表的可接受性。结果收回合格调查表366份(90.1%),填表时间为（8.62±2.79）min。知识、态度、行为维度得分分别为10.60±3.73、26.56±3.58、17.09±9.74；量表具有优良的表面效度和内容效度，量表各条目与所属维度相关系数在0.25~0.97之间，各维度与总量表相关系数在0.64~0.91之间，P值均<0.001。因子分析共提取8个公因子，总量表的公因子累积方差贡献率为65.23%，达到50%以上的认可标准；30个条目中有29个条目在相应因子上的负荷值≥0.40，具有良好的结构效度。高分组知识、态度、行为维度的得分分别为13.89±2.55、29.56±2.46、28.05±2.93，均高于低分组（分别为7.67±2.78、23.89±3.35、6.25±3.13）（t值分别为55.14、119.40、95.29， P值均<0.001），具有较好的辨别效度。总量表及知识、态度、行为3个维度的Cronbach'sα系数在0.84~0.92之间，θ系数在0.85~0.96之间，Ω系数在0.90~0.94之间，劈半信度在0.77~0.95之间，达到信度0.70以上的标准。结论糖尿病高危人群生活方式干预知识、态度、行为评价量表在糖尿病高危人群中具有良好的效度、信度和可接受性。
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糖尿病高危人群生活方式干预知识、态度、行为评价量表的研制
目的：研制具有我国人群社会文化适应性和性能良好的糖尿病高危人群生活方式干预知识、态度、行为评价量表。方法经查阅文献、小组讨论、专家深入访谈，初步制定量表备选指标清单。通过德尔菲法，确定量表的核心指标，邀请临床医学、护理学、预防医学、健康教育及社区糖尿病防控专家，采用Email的方法发放专家咨询表（共两轮,分别发放了30、26份），对量表各个条目的重要性进行评分，并请专家对自己做出重要性的判断依据及对条目内容的熟悉程度进行评分。分析专家积极程度、权威程度、意见集中程度及协调程度，并确定入选条目。预试验选择31例糖尿病高危人群，采用面对面调查方式进行问卷调查，分析调查对象对量表条目内容和表述的理解情况，并修正量表。结果两轮咨询分别回收咨询表26份和23份，咨询表回收率分别为87%和88%。参加第1轮和第2轮量表咨询的专家权威程度分别为（0.79±0.14）和（0.87±0.10）分。总量表第1轮条目重要性评分为（4.32±0.25）分，变异系数为0.06，协调系数为0.163；第2轮分别为（4.58±0.21）分、0.05、0.150。第1轮咨询共有22位专家对量表条目提出修改意见及建议，提出意见的专家比例为85%（22/26）。第2轮咨询结束后，条目均在纳入标准范围内，终入选条目30条。预试验共调查糖尿病高危人群男性13例，女性18例；年龄为（62.24±10.23）岁；量表完成时间为（9.35±2.71）min。预试验完成后，调整了量表的条目顺序以保证量表逻辑合理。结论通过德尔菲法和预试验研制的糖尿病高危人群生活方式干预知识、态度、行为评价量表，入选专家代表性好，积极性、权威程度高，专家意见集中程度及协调程度好，均达到了相关要求。
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糖尿病患者自我管理知识、态度、行为评价简化量表效度、信度与可接受性评价
目的：评价糖尿病患者自我管理知识、态度、行为评价简化量表（简表）的效度、信度与可接受性。方法采用整群抽样，选取湖南长沙市天心区新开铺社区纳入慢病管理的350例糖尿病患者作为调查对象。利用简表对社区糖尿病患者进行调查，以Pearson相关系数、因子分析、高分组和低分组评分的t检验分别评价量表的内容效度、结构效度和辨别效度；以内部一致性信度、劈半信度为指标评估量表的信度，其中内部一致信度指标包括Cronbach'sα系数、θ系数、Ω系数；以量表回收率、填表时间为指标评估量表的可接受性。结果收回合格问卷346份(98.9%)，填表时间为（11.4±3.4）min。简表得分为78.85±11.22，知识、态度、行为分量表得分分别为16.45±4.42、21.33±2.03和41.07±8.34；知识、态度、行为分量表与简表得分的相关系数分别为0.92、0.42和0.60，P值均<0.01。总量表和分量表的公因子累计方差贡献率为53.66%～61.75%，达到50%以上的认可标准，共提取了11个公因子，42个条目中有41个条目在相应因子上的负荷值≥0.40，具有良好的结构效度。高分组调查对象的简表得分和知识、态度、行为分量表的得分分别为91.55±6.81、19.51±2.17、22.74±1.88、49.30±6.20，均高于低分组（分别为65.89±5.79、12.29±4.76、20.22±1.88、33.39±6.17），t值分别为27.76、13.31、9.20、17.56，P值均<0.001，说明简表和每个分量表都有良好的辨别效度。简表的Cronbach'sα系数、θ系数、Ω系数和劈半信度分别为0.83、0.87、0.96、0.84；除态度分量表的θ系数为0.64外，3个分量表的Cronbach'sα系数、θ系数、Ω系数和劈半信度均>0.70。结论简表具有良好的效度、信度和可接受性。
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两种胚胎干细胞实验模型评价邻苯二甲酸（2-乙基己基）酯胚胎发育毒性的比较研究
目的：建立并应用小鼠胚胎干细胞实验（mEST)模型与人胚胎干细胞实验（hEST）模型评价邻苯二甲酸二(2-乙基己基)酯(DEHP)的胚胎发育毒性。方法参照欧洲替代方法研究中心（ECVAM）的标准操作方法，建立mEST、hEST模型，并选用ECVAM推荐的已知强胚胎发育毒性物质5-氟尿嘧啶（5-FU）和无胚胎毒性物质青霉素G（PN-G）进行模型验证，在模型验证有效的基础上，以15.6、31.2、62.5、125.0、250.0、500.0、1000.0μg/ml 浓度的DEHP分别染毒小鼠胚胎干细胞D3(mESC-D3)、Balb/c小鼠成纤维细胞3T3(3T3)及人胚胎干细胞H9(hESC-H9)7 d，采用CCK-8法检测不同浓度DEHP染毒后mESC-D3、3T3及hESC-H9细胞存活百分数和半数增殖抑制浓度(IC50）。根据细胞毒性实验结果，使用15.6、31.2、62.5、125.0、250.0、500.0μg/ml 浓度的DEHP分别处理分化的mESC-D3、hESC-H9细胞10 d，采用Real-time PCR检测不同浓度DEHP作用下，分化标志基因心肌细胞肌球蛋白重链(α-MHC)的表达情况，拟合效应曲线，得出半数分化抑制浓度(ID50)。并将ID50、IC50代入线性判别函数公式进行计算与比较。结果细胞生长状态良好，免疫荧光染色可见未分化hESC-H9细胞高表达、干性关键转录因子八聚体结合转录因子(OCT4)、阶段特异性胚胎抗原(SSEA-4)及肿瘤排斥抗原(Tra-1-60)，细胞处于未分化状态。拟胚体大小均一、形态一致，可重复性高。采用ECVAM推荐已知发育毒性物质（5-FU和PN-G）对模型进行验证，所建模型有效，可用于受试物胚胎发育毒性的评价。DEHP对mESC-D3的IC50为210.0μg/ml、ID50为246.8μg/ml及对3T3的IC50为197.3μg/ml，代入线性判别函数公式得出函数Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ值分别为7.78、7.58、-7.79，因Ⅰ>Ⅱ>Ⅲ，mEST模型评价DEHP为无胚胎发育毒性。DEHP对hESC-H9的IC50为184.8μg/ml，ID50为84.3μg/ml及对3T3的IC50为195.4μg/ml，代入线性判别函数公式得出函数Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ值分别为3.21、5.77、-6.46，因Ⅱ>Ⅰ>Ⅲ， hEST模型评价DEHP为弱胚胎发育毒性。结论 hEST模型相对于mEST模型在评价受试物的弱胚胎发育毒性方面可能更为敏感。
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一本值得认真阅读的公共卫生学专著：《中国公共卫生理论与实践》
在2003年SARS流行以后，党和政府及社会各界高度关注公共卫生事业，疾病预防控制体系建设得到大力加强，公共卫生教育事业得到迅速发展，卫生监测、监督与应急能力有了显著提升。然而，人们又重新将目光锁定在传染病防控上，而弱化了对慢性病、环境、职业健康和食品药品安全等同样重要的公共卫生问题，不利于全社会普及“大卫生”观念，不利于医药卫生体制改革向纵深发展。同时，新时期基于科学证据的医疗卫生服务和卫生决策开始受到重视，发展公共卫生和坚持循证决策是未来我国卫生事业发展的当务之急。在这样的背景下，2012年，我国部分公共卫生学院院长和CDC主任在云南大理和上海经过充分酝酿，决定编写一本《中国公共卫生理论与实践》，以总结新中国公共卫生60年的理论与实践。以李立明教授与姜庆五教授为主编的编委会，在全国范围内组织196位公共卫生领域的专家、学者和管理者进行编撰，历时3年终于成书，可以说，本书代表了我国公共卫生学者与专业工作者对公共卫生各领域的理论认识与发展，以及对我国在公共卫生各领域的实践和经验的总结，是一本高水平的专著，被列为国家“十二五”国家重点图书出版规划项目。
| 年 | 期数 |
| 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 |
