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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2013—2014年泰州市恙虫病流行区疫源地的研究
目的 研究泰州市恙虫病流行特征,并判断泰州市是否存在该疾病的疫源地.方法 于2013—2014年,选择泰州市所属的靖江市新桥镇卫生院和东兴镇卫生院作为患者标本的采集场所,采集经临床诊断为恙虫病的急性期患者血液标本5 ml,共采集40份,用于核酸提取和分离培养.采用笼夜法于2013年5、7、9、10、11月在调查地点开展鼠类储存宿主的调查,共捕获鼠类59只,取其脾、肝、肾标本,置入相应编号的无菌冻存管;采用小黑板法和从鼠耳中捕获恙螨,共布放小黑板226板块,捕获螨27只,并将标本经研磨制成悬液.采用PCR法和细胞及组织培养法对恙虫病急性期患者、宿主动物和媒介恙螨进行恙虫病东方体核酸检测和分离培养.结果 40份急性期恙虫病患者全血标本中,29份符合检测要求,其中17份标本恙虫病东方体核酸呈阳性,阳性率59%,1份标本分离出恙虫病东方体.捕获鼠类59只,鼠密度为5.5%,其中小家鼠26只(鼠密度为2.4%)、黄胸鼠18只(鼠密度为1.7%)、臭鼩鼱15只(鼠密度为1.4%).1只臭鼩鼱标本经检测,恙虫病东方体核酸呈阳性,其他鼠形动物标本细胞培养结果均为阴性.采用小黑板法共捕获螨27只,螨密度为0.12只/板,其中幼虫3只,若虫24只;从3只臭鼩耳中捕获恙螨33只,螨密度为11只/鼠.经鉴别,所有螨种均为小盾纤恙螨,1组来自于外环境的恙螨标本的核酸检测结果呈阳性.结论 泰州市恙虫病流行区5—11月期间存在较高的鼠密度,恙螨的螨种为小盾纤恙螨,急性期恙虫病患者、鼠形动物和媒介恙螨中均检出恙虫病东方体核酸,结合上述流行病学特征认为泰州市恙虫病流行区存在恙虫病自然疫源地.
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多频生物电阻抗法与双能X线吸收法测量成年超重、肥胖人群全身肌肉含量的一致性分析
目的 分析双能X线吸收法(DXA)和多频生物电阻抗法(MF-BIA)测量成年超重与肥胖人群全身肌肉含量的一致性,建立MF-BIA校正预测模型.方法 于2014年4月1日至5月2日期间,以志愿招募的形式,选取在北京居住满1年、22~55岁、自报BMI≥24 kg/m2的志愿者1488名,排除体检时BMI≤24 kg/m2或存在器质性疾病的171名志愿者后,共纳入1317名研究对象.采用MF-BIA和DXA同时测定其全身肌肉含量,采用配对t检验比较MF-BIA与DXA测量超重、肥胖者全身肌肉含量的差异;组内相关系数和Bland-Altman图分析2种方法测量结果 的一致性;并采用线性回归建立MF-BIA的校正预测模型.结果MF-BIA测量成年超重男性、肥胖男性、超重女性、肥胖女性的全身肌肉含量与DXA测量结果的差值分别为(3.29±1.94)、(2.05±2.65)、(0.17±1.85)和(-2.22±2.89)kg,除超重女性外,差异均有统计学意义(P值均<0.05).成年超重男性、肥胖男性、超重女性、肥胖女性人群中两种方法所测结果的组内相关系数分别为0.958、0.956、0.911、0.851,且均有统计学意义(P值均<0.001);Bland-Altman图显示,MF-BIA和DXA测量超重男性、肥胖男性、超重女性、肥胖女性全身肌肉含量的一致性限分别为-0.51~7.09、-3.14~7.24、-3.46~3.80、-7.88~3.44 kg.MF-BIA校正预测模型为:超重男性人群:yDXA=-0.648+0.952xMF-BIA,肥胖男性人群:yDXA=-3.646+1.026xMF-BIA,超重女性人群:yDXA=-4.800+1.117xMF-BIA,肥胖女性人群:yDXA=-9.884+1.287xMF-BIA.结论 MF-BIA和DXA测量我国成年超重、肥胖男性和肥胖女性人群全身肌肉含量的一致性较差;在我国成年超重、肥胖男性和肥胖女性人群中,使用MF-BIA测量全身肌肉含量时需进行校正.
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5935名中等职业学校学生抑郁、焦虑和压力与成瘾物质使用行为的关系研究
目的 探讨中等职业学校学生(中职学生)抑郁、焦虑、压力与成瘾物质使用行为的关系.方法 采用多阶段整群抽样方法,对重庆、肇庆、宁波、太原的9所中等职业学校的5935名学生进行《青少年健康相关行为》问卷调查,包括人口学特征、心理症状、成瘾物质使用情况等内容.采用多因素logistic回归模型分析影响成瘾物质使用的因素.结果 5935名调查对象中,抑郁、焦虑、压力检出率分别为46.5%(2762名)、58.7%(3483名)与29.8%(1770名);烟酒类、传统毒品类、新型毒品类、其他成瘾药物使用率分别为74.8%(4440名)、0.8%(50名)、2.8%(166名)、4.1%(241名).多因素logistic回归模型分析结果显示,相对于正常心理状况中职学生,轻度抑郁倾向中职学生烟酒类使用行为OR=1.45;轻度焦虑、中度焦虑、重度焦虑和非常严重焦虑倾向中职学生烟酒类使用行为OR值分别为1.46、1.46、1.71和1.83;重度焦虑和非常严重焦虑倾向中职学生传统毒品使用行为OR值分别为5.51和2.61;重度焦虑和非常严重焦虑倾向中职学生新型毒品使用行为OR值分别为2.56和2.66;轻度焦虑、中度焦虑、重度焦虑和非常严重焦虑倾向中职学生其他成瘾药物使用行为OR值分别为2.14、2.47、2.39和3.45;P值均<0.05.结论 焦虑、轻度抑郁是中职学生烟酒使用的危险因素;重度及以上焦虑是中职学生毒品使用的危险因素;焦虑是中职学生其他成瘾药物使用行为的危险因素.
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北京社区人群外周和中心动脉压与尿白蛋白肌酐比值的关系
目的 探讨北京社区人群外周和中心动脉血压与尿白蛋白肌酐比值(UACR)的关系.方法 研究对象来自北京大学第一医院心内科于2014年4月至7月在北京市石景山区随访的动脉粥样硬化研究队列.纳入标准为:问卷调查资料完整;完成UACR检查;完成外周动脉收缩压(pSBP)和中心动脉收缩压(cSBP)测量.终纳入了3479名研究对象.采用多因素线性回归分析pSBP和cSBP对UACR的自然对数值(lnUACR)的影响,并进行相关因素的交互作用检验.结果 研究对象年龄为(59.0±8.6)岁,男性为36.2%(1260名),合并高血压和糖尿病的比例分别为46.0%(1595例)和20.2%(700例).pSBP和cSBP分别为(126.9±16.4)和(136.3±16.7)mmHg(1 mmHg=0.133 kPa).UACR的P50(P25~P75)为6.2(4.2~11.1)mg/g.调整性别、年龄、BMI、吸烟、饮酒、FBG、TG、LDL-C、HDL-C、血肌酐、心血管疾病病史、降压药和降糖药后,多因素回归分析结果显示,pSBP和cSBP每升高10 mmHg,lnUACR分别增加0.12(95%CI:0.10~0.15)和0.11(95%CI:0.09~0.14)(P值均<0.001);在非高血压、非糖尿病、UACR正常以及三者均符合的亚组人群中,lnUACR分别增加了0.09(95%CI:0.05~0.13)和0.07(95%CI:0.04~0.11),0.12(95%CI:0.10~0.15)和0.11(95%CI:0.08~0.13),0.07(95%CI:0.06~0.09)和0.07(95%CI:0.05~0.08),0.08(95%CI:0.05~0.12)和0.06(95%CI:0.03~0.09)(P值均<0.001).交互作用检验发现,与女性、现在不吸烟、血肌酐<87μmol/L的人群相比,男性、现在吸烟及血肌酐≥87μmol/L的人群lnUACR与pSBP和cSBP的关联更强,差异有统计学意义(交互作用P值均<0.05).结论 pSBP和cSBP均与UACR呈正相关,在低风险人群中的结果一致,提示早期控制外周和中心血压均可能减少尿白蛋白,而在男性、现在吸烟及血肌酐升高的人群中更应该重视pSBP和cSBP对UACR的影响.
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1954—2011年青海高原鼠疫耶尔森菌CRISPR基因分型及地区分布
目的 研究青海高原鼠疫耶尔森菌(鼠疫菌)的CRISPR基因型(类群)及其地区分布.方法 选取1954—2011年间青海高原境内各县/市从人鼠疫患者、宿主动物及媒介昆虫体内分离的鼠疫菌102株,采用传统的十二烷基磺酸钠裂解和苯酚-氯仿法提取鼠疫菌DNA.分别对YPa、YPb和YPc等3个CRISPR位点进行PCR扩增、测序,然后将所测得CRISPR序列与文献新报道的CRISPR Dictionary和NCBI数据库检索比对,以鉴定CRISPR spacer阵列.后根据CRISPR spacer阵列的多态性对青海高原鼠疫菌进行基因分型,并描绘其地区分布特征.结果 102株鼠疫菌共发现40种spacer,包括YPa 22种、YPb 13种、YPc 5种,其中有5种新spacer,分别为a1'、a103、a104、b4'和b4';Ypa、Ypb和Ypc分别鉴定出16、10和5种不同的spacer阵列,新发现的spacer阵列为11种.102株鼠疫菌可被分为24个基因型,共归为9大CRISPR类群,分别为Cb4、Cb4'、Cb2、Ca37、Ca7、Ca7'、CaΔ5'、Ca35'和Cc3',其中Ca7、Ca7'、CaΔ5'、Ca35'呈现出显著的聚集性特征:Ca7主要分布在玉树、囊谦、称多、杂多、治多和曲麻莱;Ca7'分布于循化、同仁、泽库、同德、玛沁和贵南;CaΔ5'集中在祁连、刚察、门源、大通;Ca35'分布在湟源、海晏、刚察、天峻、德令哈、乌兰、都兰、兴海、共和和贵德.结论 青海高原鼠疫菌CRISPR种群结构复杂,Ca7、Ca7'、CaΔ5'和Ca35'是流行普遍的主要种群,这些种群呈现显著的地区分布特征,可以利用CRISPR分型技术加强该地区鼠疫检测和防控工作.
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贵州省2例钩端螺旋体病死亡患者流行病学调查
目的 对贵州省2014年报告的2例钩端螺旋体(钩体)病死亡患者进行流行病学调查.方法 2014年传染病网络监测系统中,以贵州省黎平县上报的2例临床症状及流行病学史均符合《全国钩端螺旋体病诊断标准》的钩体病死亡患者为研究对象.通过现场走访对2例患者的生活环境进行了卫生学调查,并填写了死亡患者结案报告.采用ELISA和显微凝集试验(MAT)法对患者的血清进行血清群鉴定.采用夹夜法,于2014年10月、11月对2例患者有流行病学接触史的周边稻田、土地等环境进行鼠类宿主动物钩体带菌检测,并分离菌株;采用PCR方法及MAT法对分离菌株进行血清群鉴定,分析鼠间带菌情况与人间死亡患者疫情的相关性.结果 2014年报告的2例死亡患者来自贵州省黎平县,临床诊断符合钩体病诊断标准.ELISA检测显示,其中1例患者血清样本钩端螺旋体抗体阳性,MAT进一步鉴定显示为黄疸出血群抗体,另外1例患者血清因标本溶血而未能检测.患者周边环境鼠类宿主动物监测有效布夹数1600夹次,共捕鼠183只,鼠密度为11.44%(183/1600);共分离得到钩体菌株40株,带菌率21.86%(40/183),均分离自黑线姬鼠;其中黑线姬鼠95只,其黑线姬鼠密度为5.93%(95/1600);40株菌经PCR鉴定均为黄疸出血群钩体.结论 贵州省2014年报告的2例钩体患者其中1例患者血清检出钩体黄疸出血群抗体,从患者周边环境黑线姬鼠分离出40株黄疸出血群钩体菌株,宿主动物分离菌株血清群别与患者血清抗体相匹配,提示本起疫情因感染黄疸出血群钩体所致,黑线姬鼠为潜在的传染源.
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25℃与37℃恒温状态下某二价口服脊髓灰质炎减毒疫苗专用热敏标签失效时间研究
目的 评价25℃与37℃恒温状态下某口服脊髓灰质炎减毒疫苗(OPV)专用热敏标签的失效时间.方法 样本标签由某公司生产提供,型号QM5D37A,样本份数为160份,从不同批次产品中采用随机数字表法抽样得到;OPV样本疫苗由某国产疫苗企业生产提供,样本份数100份,从不同批次产品采用随机数字表法抽样得到.将160份样本标签平均分配到25℃与37℃水浴恒温箱中,定期测量活性区域颜色值ΔE.当ΔE=40时,活性区域颜色与参照圆圈颜色相同,热敏标签提示失效.采用随机数字表法,将100份OPV样本疫苗平均分配到25℃与37℃水浴恒温箱中,定期测量OPV总病毒滴度与Ⅰ、Ⅲ型病毒滴度.当满足总病毒滴度≤6.12细胞培养半数感染量(CCID50)、Ⅰ型病毒滴度≤6.0 CCID50,Ⅲ型病毒滴度≤5.5 CCID50之一时,样本疫苗失效.采用Origin 8绘制热敏标签ΔE变化拟合曲线图,根据曲线图计算热敏标签失效时间范围,结合疫苗滴度数据判断热敏标签是否存在晚于疫苗失效的情况.结果 25℃下,OPV样本疫苗失效的早时间为21.0 d,此时,失效的样本疫苗为1份;25℃下,样本标签全部失效的早时间为12.5 d,小于该温度下OPV失效的早时间.37℃下,OPV样本疫苗失效的早时间为4.0 d,此时,失效的样本疫苗为1份;样本标签全部失效的早时间为3.1 d,小于相同条件下OPV疫苗失效的短时间.结论 相同温度下样本标签均于疫苗失效前到达终点.37℃下样本标签全部失效的时间与OPV样本疫苗早失效时间相同;25℃下样本标签全部失效时间早于疫苗早失效时间.
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2014—2015年指纹识别技术在德宏傣族景颇族自治州缅甸籍HIV感染者监测中的应用
云南省德宏傣族景颇族自治州(德宏州)地处中缅边境,近年来,随着桥头堡黄金口岸建设的推进,越来越多的缅甸籍人员进入德宏州,大量缅甸籍HIV感染者被检测发现,德宏州艾滋病防控工作面临新的挑战[1].德宏州内缅甸籍HIV感染者无有效身份证件,而人群中译名、重名现象普遍,难以区分,部分对象甚至故意编造虚假身份信息,这些情况将在一定程度上影响疫情判断和防治工作的开展.
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时间调整土地利用回归模型用于孕期空气污染暴露评估的研究进展
孕期空气污染暴露对子代健康的影响备受关注,精细可行的暴露评估对明确暴露-反应关系、减少研究间的异质性尤为重要.时间调整土地利用回归(LUR)模型是近年发展的具有高时空分辨率优势的暴露评估方法.国外采用此模型探讨孕期室外空气污染健康效应的研究日益增多,而我国处于LUR模型的构建阶段,相关的流行病学研究鲜见报道.本文综述了空气污染与不良妊娠结局关联研究的Meta分析进展和异质性来源,介绍了时间调整LUR模型的构建方法和特点,系统总结了现有基于此模型的孕期空气污染暴露评估案例,并对我国LUR模型的研发应用提出展望,为在大规模空气污染健康效应研究中实施更精准、高效的孕期暴露评估提供参考.
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卫生经济学评价报告指南及应用现状
运用卫生经济学评价报告指南,可规范卫生经济评价的报告内容,提升卫生经济评价研究的质量.本文简要概述了卫生经济学评价报告指南的发展历史,并详细介绍了卫生经济研究质量评价(QHES)工具和卫生经济学评价报告标准共识(CHEERS)清单两类指南的具体评价内容、应用现况和存在的优缺点.CHEERS清单只针对研究报告本身进行评价,而QHES工具对经济学研究的质量进行定量评价.两类指南虽侧重点不同,但在实际应用中可互为补充.
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空气污染对生殖健康影响:研究现状与展望
自20世纪中晚期,空气污染所造成的健康危害和经济损失逐渐引起关注,流行病学与基础研究的开展,证实了空气污染物暴露与多种疾病存在密切相关性,其造成的健康风险也不容忽视.WHO发布的《2010年全球疾病负担评估》报告中指出,空气颗粒物污染位列我国十大健康危险因素第4位[1-2].2014年由国务院发展研究中心与世界银行联合发布的报告则指出,城镇化使中国更多的人口面临空气污染的危害,每年造成的健康损害经济成本高达1000亿~3000亿美元[3].
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环境温度与精子数量之间存在关联性颗粒影响待证明
近50年来,男性不育的发病率不断增加,精子浓度下降了近50%.不同地区男性精子浓度的差异提示,特定地理区域中某种因素的不同可能影响了精液质量.有研究探讨了环境与男性精液质量的关系,提出环境温度和污染物的变化可能是危险因素之一.为了探究颗粒物、温度以及相对湿度对男性精液质量的影响,Santi等在意大利北部城市摩德纳开展了一项回顾性队列研究.
关键词: -
2008—2014中国剖宫产率变化趋势和地区差异研究
剖宫产术过度使用不仅是医学问题,更是社会问题.2010年WHO在亚洲9国(包括中国,选取了3省21家助产机构)开展的调查显示,中国剖宫产率高达46%,居亚洲之首,自此中国戴上了高剖宫产率的帽子,《人民日报》更是以"剖出来的世界第一"警示我国剖宫产率处于世界高水平.除了WHO调查以外,其他有关中国剖宫产率的研究也均是基于较小规模的抽样调查或局部地区的分娩资料.不容忽视的是,中国出生人口基数大,地域广阔、发展不平衡,区域间妇幼健康服务能力不均衡,全国剖宫产平均水平究竟怎样、省市县间差异如何、近几年有无变化,这些重要问题均缺乏权威性的研究数据.
关键词: -
表皮生长因子受体在苯并(a)芘致肺肿瘤中的表达变化
目的 探讨表皮生长因子受体(EGFR)在苯并(a)芘(BaP)致肺肿瘤中的表达变化.方法 利用课题组前期构建的BaP诱导的人支气管上皮细胞恶性转化模型(BTC)作为研究对象,采用细胞免疫荧光和Western blot法分析比较恶性转化细胞(BTC细胞)和同期未转化对照组细胞(16HBE细胞)中的EGFR蛋白表达变化.将健康雌性SPF级SD大鼠36只,将其以单纯随机法分为2组,每组18只.染毒组以肺穿刺法注射10 mg/ml玉米油-BaP,每只浓度0.2 ml,构建SD雌性大鼠肺肿瘤模型,收集肺脏组织,利用组织免疫荧光和Western blot法分析肺脏组织中EGFR蛋白的表达变化.采用t检验对EGFR蛋白相对灰度值进行分析.结果 细胞免疫荧光结果显示,与正常16HBE细胞比较,BTC细胞中EGFR蛋白的荧光强度较高;进一步利用Western blot检测EGFR的蛋白表达发现,对照组相对灰度值为1.04±0.13,BTC细胞的相对灰度值为2.32±0.12,BTC细胞的EGFR蛋白的表达水平较高,差异有统计学意义(t=12.39,P<0.001).SD大鼠肺肿瘤模型检测发现,染毒组大鼠肺组织存在弥漫性的肺泡间隔增厚、肺泡壁破坏以及肺泡融合等,肺组织内可见较大肿块,病理学分析为未分化细胞癌,提示肺肿瘤模型建立成功.免疫荧光结果显示,与对照组相比,BaP诱导的动物肺癌模型的肺组织中EGFR的荧光强度明显增强;Western blot分析结果证实,对照组和染毒组EGFR蛋白的相对灰度值分别为0.21±0.03、1.30±0.07,染毒组动物肺肿瘤组织中EGFR蛋白的表达水平高于对照组,差异有统计学意义(t=12.84,P<0.001).结论 在BaP致癌模型中,EGFR蛋白表达上调,EGFR在BaP致癌中可能发挥重要作用.
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武汉市臭氧暴露对男性精液质量的影响
目的 研究在精子生成不同阶段,臭氧的暴露对男性精液质量的影响.方法 招募2013年4月8日至2015年6月30日间赴武汉大学人民医院生殖医学中心进行精液分析、户籍为武汉市且在精液采集前在武汉市居住不少于3个月的20~40岁男性1780名作为研究对象.取精液后测定其精液质量指标(精子浓度和精子计数),并获取精液检查日前(lag)0、10、70和90 d,以及lag 0~9、lag 10~14、lag 70~90和lag 0~90 d的臭氧、其他污染物浓度及温湿度变化数据.在控制年龄、BMI、教育水平等混杂因素后,构建广义线性模型评价在不同时间,臭氧暴露对男性精液质量的影响,以按臭氧浓度中位数分层后,对不同累计滞后天数的精子质量进行了分层分析.结果 调查期间臭氧的日均浓度为(114.20±74.88)μg/m3,研究对象的精子浓度和精子计数分别为(76.32±50.17)×106个/ml、(164.77±133.05)×106个/次.臭氧8 h平均浓度每升高1μg/m3,精子浓度在lag 10 d、lag 0~9 d、lag 10~14 d下分别下降0.040(95%CI:0.004~0.077)×106个/ml、0.081(95%CI:0.003~0.158)×106个/ml和0.059(95%CI:0.001~0.116)×106个/ml.在lag 10 d、lag 0~9 d期间内,臭氧浓度每升高1μg/m3,精子计数分别下降0.105(95%CI:0.008~0.202)×106个/次、0.221(95%CI:0.016~0.426)×106个/次.对臭氧浓度进行分层后,在lag 0~9 d、lag 10~14 d、lag 70~90 d及lag 0~90 d时,臭氧浓度
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孕期大气颗粒物暴露对新生儿低出生体重影响的Meta分析
目的 研究孕产妇不同妊娠阶段大气颗粒物(PM2.5和PM10)暴露对新生儿低出生体重的影响.方法 以"大气污染"、"低出生体重"、"不良妊娠结局"、"air pollution"、"adverse birth outcomes"、"adverse pregnancy outcomes"、"low birth weight/LBW"等为检索词,在线检索中国期刊全文数据库(CNKI)、万方科技信息数据库、维普中文科技期刊全文数据库、Pubmed、Cochrane Library、Web of Science、Science Direct数据库,系统收集2000年1月1日至2016年1月1日前公开发表的、有关大气颗粒物(PM2.5和PM10)对低出生体重影响的相关研究共2471篇,根据严格的纳入排除标准共纳入文献27篇,利用R 3.1.1的metafor包对入选文献进行异质性检验和相应的效应值合并,并对结果 进行敏感性分析、发表偏倚检验和校正.结果终纳入分析的文献27篇.PM2.5每升高10μg/m3,妊娠早、中、晚期和妊娠全期孕妇生产出低出生体重儿的合并OR值分别为1.02(95%CI:0.87~1.19)、1.03(95%CI:0.91~1.16)、1.07(95%CI:1.04~1.11)、1.09(95%CI:1.04~1.15);PM10每升高10μg/m3,妊娠早、中、晚期和妊娠全期孕妇生产出低出生体重儿的合并OR值分别为1.66(95%CI:1.06~2.61)、1.58(95%CI:1.28~1.95)、1.38(95%CI:1.23~1.56)、1.04(95%CI:0.99~1.09).对文献的发表偏倚进行校正后,妊娠全期暴露的PM2.5的浓度每上升10μg/m3,生产出低体重儿的风险的合并OR值为1.11(95%CI:1.02~1.21).结论 妊娠期大气颗粒物的暴露可增加低出生体重的发生风险,且不同妊娠期对胎儿体重生长的损害不同.
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 |