目的 研究登革热蚊媒 MOI 风险的概率分布,为更加科学精准开展 MOI 风险评估提供新方法.方法 采用三次样条函数、累积概率分布和Python语言编程对广州市 2016-2019 年各月MOI监测数据进行拟合分析.结果 本研究绘制了广州市 1-12 月的MOI风险评估概率分布表和分布图.1-12 月各月累积概率小于 0.01 和 0.05 的MOI临界值分别在7.54～60.12、5.02～34.10 之间.该临界值均在1 月最低,其次是12 月和2 月;均在6 月份最高,其次是5月和 7 月.1-12 月各月MOI风险等级为传播、暴发和流行的概率分别在 5.07%～66.60%、0.25%～36.19%、0.00%～16.80%之间.传播、暴发和流行的风险概率最低值均出现在 1 月,其次均在 2 月;最高值分别出现在 7 月、7 月和 6 月,其次是 6月、6 月和 5 月.结论 广州市各月的MOI风险概率分布具有显著的季节性消长规律和特征,在开展登革热蚊媒监测评估与控制工作中值得重视.三次样条函数和累积概率分布拟合法为开展MOI风险评估提供了新的分析方法.

目的 探讨空腹血糖对肝癌发病的影响.方法 采用回顾性队列研究方法 .收集2006年7月至2015年12月由华北理工大学附属开滦总医院、开滦林西医院、开滦赵各庄医院、开滦唐家庄医院、开滦范各庄医院、开滦荆各庄医院、开滦吕家坨医院、开滦林南仓医院、开滦钱家营医院、开滦马家沟医院、开滦医院分院行健康体检的94 264例受试者的体检资料;男75 134例,女19 130例;年龄为(51±12)岁,年龄范围为18～98岁.依据受试者空腹血糖三分位水平将其分为3组:31 083例受试者空腹血糖＜4.82 mmol/L设为T1组,31 594例受试者4.82 mmol/L≤空腹血糖＜5.49 mmol/L设为T2组,31 587例受试者空腹血糖≥5.49 mmol/L设为T3组.由固定医师团队于2006、2008、2010、2012、2014年在相同地点按相同健康体检顺序对受试者进行5次健康体检.收集流行病学调查内容、人体测量学及实验室检查指标.观察指标:(1)3组受试者的临床特征比较.(2)受试者随访和肝癌的发病情况.(3)受试者非肝癌相关死亡情况.(4)影响受试者新发肝癌的危险因素分析.(5)空腹血糖对肝癌模型预测价值的比较.(6)竞争风险模型分析空腹血糖对新发肝癌的影响.采用健康体检的方式进行随访,随访内容为肝癌新发病情况和患者生存情况.以2006年首次健康体检时间作为随访的起始时间,随访终止事件为发生肝癌、失访、死亡,随访时间截至2015年12月31日.正态分布的计量资料以Mean SD表示,多组间比较采用单因素方差分析.偏态分布的计量资料以M(范围)表示,多组间比较采用Kruskal-Wallis秩和检验.计数资料以绝对数和百分比表示,组间比较采用x2检验.采用Kaplan-Meier法计算累积发病率和累积死亡率,并绘制发病曲线,累积发病率和累积死亡率的组间比较采用Log-rank法检验.采用人年发病率(发病密度)计算不同空腹血糖水平受试者肝癌发病情况.采用COX比例风险模型分析不同空腹血糖水平(连续变量和分类变量)对新发肝癌的风险比(HR)和95％可信区间.使用限制性立方样条曲线(RCS)计算连续变化的空腹血糖和肝癌发病风险的剂量反应关系.使用似然比检验和赤池信息量准则(AIC)计算空腹血糖对肝癌预测模型拟合情况的影响.使用C-统计量计算不同模型的预测能力.使用竞争风险模型中的部分分布风险函数(SD)和原因别风险函数(CS)分析空腹血糖影响肝癌发病的净效应值.结果 (1)3组受试者的临床特征比较:T1组受试者男性、年龄、收缩压、舒张压、腰围、体质量指数、总胆固醇、丙氨酸氨基转移酶、三酰甘油、饮酒、吸烟、体育锻炼、乙型肝炎病毒表面抗原阳性、脂肪肝分别为23 567例、(51±13)岁、(128:±:21) mmHg(1mmHg=0.133 kPa)、(82±12) mmHg、(86±10) cm、(24±3) kg/m2、(4.8±1.2) mmol/L、17.12 U/L(12.21～24.01 U/L)、1.18 mmol/L(0.82～1.75 mmol/L)、5 080例、9 423例、4 779例、724例、7 591例;T2组分别为24 870例、(50±12)岁、(129±20) mmHg、(83±12) mmHg、(86±10) cm、(25±3) kg/m2、(4.9±1.1) mmol/L、18.31 U/L(13.01～24.31 U/L)、1.23 mmol/L(0.88～1.83 mmol/L)、5 448例、9 397例、4 570例、619例、9 009例;T3组分别为26 697例、(53±11)岁、(135±22) mmHg、(86±12) mmHg、(89±10)cm、(26±3) kg/m2、(5.1±1.2) mmol/L、19.00 U/L(13.79～26.61 U/L)、1.44 mmol/L(1.00～2.21 mmol/L)、6 354例、10 292例、5 369例、608例、13 397例;3组上述指标比较,差异均有统计学意义(x2=761.68,F=417.84,1 010.71,747.64,702.73,1 075.06,703.83,驴=447.44,2 109.38,165.97,66.69,78.90,15.50,2 576.95,P＜0.05).(2)受试者随访和肝癌的发病情况:94 264例受试者总随访时间为817 475人年,肝癌发病密度为3.71/10 000人年.女性受试者肝癌发病密度为1.13/10 000人年,男性受试者为4.37/10 000人年.T1组、T2组、T3组受试者肝癌的发病密度分别为2.84/10 000人年、3.64/10 000人年、4.64/10 000人年;累积发病率分别为2.76‰、3.90‰、4.90‰,3组累积发病率比较,差异有统计学意义(x2=11.95,P＜0.05).T1组与T2组受试者的累积发病率比较,差异无统计学意义(x2=2.73,P＞0.05);T3组分别与T1组、r2组受试者累积发病率比较,差异均有统计学意义(x2=11.56,4.10,P＜0.05).(3)受试者非肝癌相关死亡情况:94 264例受试者随访期间,非肝癌相关死亡6 880例,非肝癌相关死亡密度为84.16/10 000人年.T1组、T2组、T3组受试者非肝癌相关死亡密度分别为79.19/10 000人年、68.17/10000人年、105.32/10 000人年;累积死亡率分别为78.90‰、67.80‰、104.40‰,3组累积死亡率比较,差异有统计学意义(x2=1 231.46,P＜0.05).T1组分别与T2组、T3组受试者累积死亡率比较,差异均有统计学意义(x2=5.29,4.36,P＜0.05);T2组与T3组受试者累积死亡率比较,差异无统计学意义(x2=0.09,P＞0.05).(4)影响受试者新发肝癌的危险因素分析.COX比例风险模型分析结果显示:校正受试者性别、年龄、体质量指数、丙氨酸氨基转移酶、饮酒、吸烟、体育锻炼、乙型肝炎病毒表面抗原阳性、脂肪肝、肝硬化、直系亲属及兄弟姐妹恶性肿瘤病史后,连续变化的空腹血糖是影响新发肝癌的因素(HR=1.06,95％可信区间为1.01～ 1.12,P＜0.05);将空腹血糖进行对数转化,ln空腹血糖是影响新发肝癌的因素(HR=1.81,95％可信区间为1.21～2.70,P＜0.05).RCS结果显示:连续变化的空腹血糖和ln空腹血糖均与肝癌发病风险呈非线性相关(RCS_S1_x2 =7.21,4.36,P＜0.05).将空腹血糖以分类变量带入COX比例风险模型中,同样校正上述混杂因素后,以T1组为对照组,T2组和T3组分别与T1组比较,受试者新发肝癌的风险均增加(HR=1.45,1.67,95％可信区间为1.07～ 1.95,1.25～2.22,P＜0.05).(5)空腹血糖对肝癌模型预测价值的比较:建立多因素模型,将性别、年龄、体质量指数、丙氨酸氨基转移酶、饮酒、吸烟、体育锻炼、乙型肝炎病毒表面抗原阳性、脂肪肝、肝硬化、直系亲属及兄弟姐妹恶性肿瘤病史因素带入模型中,计算此模型的C统计量、-2LogL值和AIC值,分别为0.79、6 313.30和6 345.30.将空腹血糖分类变量带入多因素模型中,以T1组为对照组,计算多因素模型+空腹血糖模型的C统计量、-2LogL值和AIC值,分别为0.80、6 300.48和6 336.48,两种模型比较,差异有统计学意义(x2=12.82,P＜0.05).(6)竞争风险模型分析空腹血糖对新发肝癌的影响.竞争风险模型分析结果显示:校正性别、年龄、体质量指数、丙氨酸氨基转移酶、饮酒、吸烟、体育锻炼、乙型肝炎病毒表面抗原阳性、脂肪肝、肝硬化、直系亲属及兄弟姐妹恶性肿瘤病史后,SD模型中,以T1组为对照组,T1组与T2组比较,受试者肝癌的发病风险不受影响(HR=1.42,95％可信区间为0.98～ 1.97,P＞0.05).T3组与T1组比较,受试者新发肝癌的风险增加(HR=1.63,95％可信区间为1.16～2.26,P＜0.05).CS模型中,以T1组为对照组,T1组与T2组比较,受试者肝癌的发病风险不受影响(HR=1.43,95％可信区间为0.99～ 1.97,P＞0.05).T3组与T1组比较,受试者新发肝癌的风险增加(HR=1.65,95％可信区间为1.18～2.23,P＜0.05).结论 空腹血糖升高是肝癌发病的独立危险因素,综合分析死亡的竞争风险后,高水平空腹血糖对肝癌发病的危险效应仍存在.

目的 分析温州市早产儿出生情况,探讨不同孕期温度暴露对早产儿发生的影响.方法 收集温州市2012—2016年9月围生期保健和分娩监测系统的新生儿资料和环境温度资料,采用基于限制三次样条基函数的Logistic回归模型,在控制性别、 出生年份、 出生季节和登记住址等混杂因素后,分析孕期温度暴露与早产儿发生的关联性.结果纳入研究491854名新生儿,2012—2016年早产儿平均发生率为4.56％,早产儿发生率呈逐年上升趋势(P<0.05),平均胎龄、 平均出生体重呈逐年下降趋势(P<0.05).夏季和冬季早产儿发生率较高,分别为4.69％和4.75％.孕早期温度暴露与早产儿发生风险呈现"U"型关系,相对于中位温度20℃,孕早期暴露在极端寒冷(7.5℃)和极端炎热温度(30.5℃)下,早产儿发生风险分别增加26.5％(95％CI:18.2％～35.6％)和15.1％(95％CI:7.9％～29.1％).孕晚期暴露在极端炎热温度(30.5℃)下,早产儿发生风险增加11.9％(95％CI:7.3％～17.0％).结论温州市早产儿发生率逐年上升,孕期极端温度暴露可增加早产儿发生风险,尤其是孕早期和孕晚期.

目的 报告中国不同胎龄新生儿体格发育调查的设计方案和制定新生儿生长参照标准的技术流程与方法.方法 2015年6月至2018年11月选择北京、哈尔滨、西安、上海、南京、武汉、广州、福州、昆明9个城市调查胎龄24～42周新生儿,选择天津、沈阳、长沙、深圳4个城市补充收集胎龄≤32周早产儿.纳入出生胎龄24～42周、自然受孕的单胎活产新生儿,排除影响正常值建立的母亲和新生儿因素.胎龄评估根据母亲末次月经和孕早期(前3个月)超声检查结果综合确定.按照制定生长标准的统计学要求和不同胎龄新生儿实际出生人数综合估算样本量.足月儿采用整群抽样,样本人数均衡分配到每个季度,每个季度按抽样人数的分配比例随机抽取.调查机构范围内所有符合条件的早产儿均纳入本调查.在建立新生儿生长参照标准之前,对数据进行敏感性分析、正态性检验、偏度及峰度分析、样本加权论证和分布转换验证.采用基于位置、尺度和形状的广义可加模型(GAMLSS)分别建立胎龄24～42周男女新生儿出生体重、身长和头围的百分位数值和标准差单位数值及生长曲线.结果 共调查13个城市、69家医院出生的24375例胎龄24～42周单胎活产新生儿,其中早产儿12264例、足月儿12111例.除个别胎龄组外,大多数胎龄组新生儿出生体重、身长和头围均为非正态分布,出生体重右偏较为明显、出生身长和头围左偏较为明显,出生体重、身长和头围均呈现较为明显的尖峰厚尾特征.出生体重采用BCT分布转换和三次样条平滑函数的GAMLSS模型,出生身长和头围采用BCPE分布转换和三次样条平滑函数的GAMLSS模型,出生体重、身长和头围的GAMLSS模型均不需要进行加权处理.获得胎龄24～42周新生儿出生体重、身长和头围的生长参照值和生长曲线图.结论 本研究采用基于良好研究设计获得的大样本横断面数据建立了胎龄24～42周新生儿出生体重、身长和头围的生长参照标准,为新生儿出生时的生长与营养评价、早产儿出生后早期的生长监测提供了参考依据.

本文作者收集了我国建国以来各主要医学院校解剖教研室和病理教研室、法医研究所及医院病理科的尸解记录，根据参考值应取自正常健康人的原则，提出资料的选择标准，按标准从中选择了8 273例发育正常的急死者的正常脏器，按男、女分16个年龄组对其12个脏器（脑、心、肾、肝、肺、胰、脾、肾上腺、甲状腺、胸腺、脑垂体、睾丸）的重量进行了统计分析。为了解国人脏器重量的长期增长趋势，将1970年前和1970年后的尸解脏器重量作了统计对比。在此基础上根据国人脏器重量增长的年龄阶段性，性别差异，长期增长趋势，和使用方便等原则，用内插三次样条近似函数曲线方法推荐了中国男、女各代表年龄组（0，1，5，10，15，20～50）的12个脏器重量的参考值。同时用脏器重量与体重的回归方程计算了成人参考体重下各脏器重量的预期值。比较表明预期值与参考值非常接近，证明所推荐的脏器重量参考值的合理性。最后对推荐的中国人脏器重量参考值与现行ICRP和日本参考人值作了比较。

目的 以老年人脉压变化与全因死亡的关联研究为背景,探讨贝叶斯联合模型拟合相互关联的纵向结局与生存结局时的应用策略和统计性能,为类似特征资料的分析提供方法学指导.方法 本研究以自然三次样条函数拟合纵向测量脉压的非线性混合效应模型,并采用B样条法构建全死因生存结局的基线风险函数,通过共享的随机效应关联两个过程建立贝叶斯联合模型,运用Gibbs抽样进行模型参数计算,并将贝叶斯联合模型结果与经典两步法联合模型进行比较.结果 贝叶斯联合模型结果显示基线脉压越高(α1=0.72,95％CI:0.43～1.13),第0～3年、3～6年、6～9年脉压升高越快(α21= 0.34,95％CI:0.20～0.45);α22 = 0.45,95％CI:0.10～0.75;α23 = 0.42,95％CI:0.24～0.62),老年人全因死亡风险越高.贝叶斯法和两步法联合模型在参数点估计方向上具有一致性,贝叶斯法的区间宽度大于两步法.结论 当纵向与生存数据存在关联时,贝叶斯联合模型是对纵向与生存数据联合分析合理有效的统计方法.研究显示,老年人基线脉压过高和脉压升高过快均会造成更高的死亡风险.

目的:探讨生存曲线拟合外推的新方法,以应对标准参数模型无法捕捉复杂风险函数的问题,为我国抗肿瘤药物经济学评价中生存曲线的拟合外推提供方法学参考.方法:基于国内外文献总结治愈模型、混合模型、分段模型、限制性三次样条模型、界标模型5种方法的基本原理和应用案例.结果:通过对比分析,发现5种新方法都灵活运用6种参数分布、采用对生存时间或人群进行划分的方式来捕捉和拟合复杂的风险函数,为生存曲线的更优拟合提供了可能,但目前还存在模型选择和拟合结果的不确定性.结论:应深入研究以风险函数估计为基础的拟合外推理论,规范模型选择的路径方法,并验证模型选择的合理性,不断提高我国药物经济学评价中生存分析方面的证据质量.

目的:分析中国9～18岁儿童青少年室外夜间人工光(artificial light-at-night,ALAN)暴露与超重肥胖之间的关联.方法:使用2019年11月至2020年11月开展的中国八省市5 540名9～18岁儿童青少年随访数据,根据学校地址确定经纬度,通过最近邻法提取116所学校所在位置的月平均夜光辐亮度,获得各学校的室外ALAN暴露平均值[单位为nW/(cm2·sr)].超重肥胖结局指标共包含四项:基线超重肥胖、持续性超重肥胖、超重肥胖加重和超重肥胖发病.使用混合效应Logistic回归探究ALAN暴露水平(按照五分位数分为Q1～Q5组)和基线超重肥胖、持续性超重肥胖、超重肥胖加重和超重肥胖发病的关联,并使用自然三次样条函数探究ALAN暴露(连续型变量)与结局之间的暴露反应关系.结果:儿童青少年基线超重肥胖、持续性超重肥胖、超重肥胖加重患病率及超重肥胖发病率分别为21.6％、16.3％、2.9％、12.8％.与ALAN暴露处于Q1组的儿童青少年相比,当ALAN暴露水平达到Q4或Q5时,ALAN暴露与基线超重肥胖关联的OR值才具有统计学意义,分别为1.90(95％CI:1.26～2.86)和1.77(95％CI:1.11～2.83).与基线超重肥胖的结果类似,当ALAN暴露水平达到Q4或Q5时,其与持续性超重肥胖关联的OR值分别为1.89(95％CI:1.20～2.99)和1.82(95％CI:1.08～3.06),但ALAN与超重肥胖加重和超重肥胖发病之间关联的效应值均无统计学意义.拟合自然三次样条函数显示,ALAN暴露水平与持续性超重肥胖之间存在非线性趋势.结论:ALAN与儿童青少年肥胖存在正向关联,ALAN对儿童青少年超重肥胖的促进更倾向于累积效应而非即时效应,未来在关注儿童青少年常见的超重肥胖危险因素的同时,需要改善致超重肥胖人群的夜间光暴露环境.

目的:探讨牙髓电活力差值对因深龋引起的可复性牙髓炎(RP)和有症状不可复性牙髓炎(SIRP)的诊断能力.方法:选取龋源性牙髓炎患者370 例,记录一般信息和临床检查结果,将其分为两组:RP组 202 例,SIRP组 168 例.测试患牙和对照牙的牙髓电活力值并计算差值,单因素分析年龄、性别和牙齿类型是否为混杂因素,构建模型后采用Logistic回归及限制性三次立方样条函数分析牙髓电活力差值与牙髓炎诊断的关系.结果:单因素分析显示,年龄与牙髓电活力差值相关(P<0.05),牙齿类型与牙髓炎诊断相关(P<0.05),最终将年龄和牙齿类型纳入混杂因素.未校正混杂因素、依次校正年龄和牙齿类型后构建 3 个模型,RP组和SIRP组的电活力差值具有统计学意义(OR=1.041、1.041、1.041,95%CI:1.017～1.065、1.018～1.066、1.017～1.066,均P<0.05).限制性三次立方样条函数结果显示随着电活力差值增大,罹患SIRP的风险也随之增加(P<0.05).3种模型的曲线下面积分别为 0.599、0.598、0.602.结论:牙髓电活力差值有助于RP和SIRP的鉴别诊断.