目的:运用锥形束CT(cone-beam CT,CBCT)联合ExacTrac X射线(ExacTrac X-Ray,ETX)图像引导系统对高级别脑胶质瘤放疗患者进行首次与剩余分次放疗的位置验证,探讨最优的图像引导验证模式.方法:回顾性分析2018年1月至2020年6月在某院接受脑胶质瘤调强放疗的20例患者的资料,首次治疗患者使用CBCT图像引导系统确定治疗中心在体表的对应位置,并进行复位与标记,之后在线将CBCT图像与定位CT图像进行自动配准,运用ETX图像引导系统来验证残余摆位误差;剩余分次治疗使用ETX图像引导系统对摆位误差进行位置验证.计算患者在六维方向[Lat方向(左右)、Lng方向(头脚)、Vrt方向(前后)、Pitch方向(绕左右旋转)、Roll方向(绕头脚旋转)、Yaw方向(绕前后旋转)]上的摆位误差及其区间分布.采用SPSS 22.0统计学软件进行数据分析.结果:首次治疗患者的摆位误差只需1次校正的占比为75.00％,剩余分次治疗患者的摆位误差只需1次校正的占比为78.62％.首次治疗经CBCT联合ETX图像引导复位均能满足治疗要求;剩余分次治疗中,在六维方向上校正前后的摆位误差值比较,差异有统计学意义(P＜0.05).摆位误差区间分布显示,患者在首次治疗和剩余分次治疗中六维方向上的误差值均在0～1 mm和0°～1°.结论:高级别脑胶质瘤患者术后采用CBCT联合ETX图像引导系统进行首次及剩余分次治疗,能快速、准确地确认治疗中心并复位,减小摆位误差,可提高治疗的准确性与重复性.

目的利用MR动脉自旋标记(arterial spin labeling,ASL)分析2型糖尿病(type 2 diabetes mellitus,T2DM)患者大脑微循环血流灌注及灌注特征模式的改变,并分析这些变化与生化指标间的相关性.材料与方法选取就诊于我院符合T2DM诊断标准的患者28人,健康对照(healthy control,HC)组26人,进行ASL成像,进行基于体素水平的分析及主成分分析,比较两组间大脑血流量(cerebral blood flow,CBF)及灌注特征网络的改变.结果与HC组比较,糖尿病患者两侧中央旁小叶、左侧补充运动区、两侧扣带回中部、左侧岛盖部额下回、左侧颞中回、左侧颞下回等区域的灌注明显较低(P<0.05,GRF多重比较校正).与疾病相关的两个灌注网络的方差组分占总方差的比率分别为17.6％和11.7％(位于95％置信区间)具有显著性.第一个灌注网络特征表达值与空腹血糖明显正相关(r=0.32,P=0.001),以第二个灌注特征网络为模板提取的糖尿病组CBF与患者空腹血糖负相关(r=0.12,P=0.03).结论糖尿病患者部分脑区血流灌注降低,基于主成分的灌注特征能够区分T2DM患者与HC,其灌注模式的改变反映了大脑血流灌注的重塑,为糖尿病微血管病变的早期诊断及干预提供了参考依据.

目的 分析2005至2021年北京市海淀区60岁及以上老年人法定传染病发病水平和流行趋势,为老年人传染病防控提供依据.方法 采用描述性分析、置换检验和秩和检验对疾病流行特征进行分析;应用Joinpoint回归(Joinpoint regression,JPR)模型计算年度变化百分比(annual percent change,APC)和平均年度变化百分比(average annual percent change,AAPC),对乙丙类传染病和重点传染病进行区间和全局流行趋势的分析.结果 2005至2021年北京市海淀区老年人乙丙类传染病报告发病率为437.02/10万,报告死亡率为2.38/10万,报告病死率为0.54％.乙类传染病报告死亡率和病死率均高于丙类传染病(P均<0.01);男性老年人乙类传染病的发病率、死亡率和病死率均高于女性(P均<0.01);≥80岁组老年人各类传染病发病率、乙类传染死亡率最高(校正P均<0.05);乙类传染病报告发病率和报告死亡率的AAPC分别为-7.20(t=-7.802,P=0.000)和-5.31(t=-3.063,P=0.008).报告发病率居前6位的传染病分别为其它感染性腹泻病(147.90/10万)、流行性感冒(82.32/10万)、痢疾(71.04/10万)、肺结核(54.56/10万)、隐性梅毒(25.43/10万)和乙肝(22.91/10万).痢疾、乙肝和其它感染性腹泻病发病率AAPC分别为-12.79(t=-21.772,P=0.000)、-14.16(t=-4.672,P=0.000)和-10.61(t=-10.744,P=0.000),肺结核、流行性感冒发病率AAPC分别为1.15(t=2.977,P=0.009)和38.36(t=4.093,P=0.000);男性老年人肺结核、隐性梅毒、乙肝、其它感染性腹泻病和流行性感冒总体标准化发病率均高于女性.结论 北京市海淀区老年人乙类传染病发病率和死亡率呈下降趋势;肺结核和流行性感冒是老年人群重点防控的传染病;肺结核和乙肝在男性老年人群中的流行不容忽视.

目的:回顾性分析热塑头肩模单用或联合使用头颈肩真空垫在脑转移瘤大分割立体定向放疗(HFSRT)中的固定效果。方法:纳入2017—2019年间54例非小细胞肺癌脑转移并行HFSRT患者，热塑头肩模固定24例(单模组)，热塑头肩模+真空垫固定30例(联合组)。治疗前后分别行在线图像配准，记录疗前分次间误差及疗后分次内误差，治疗过程中应用光学表面监测分次内误差，成组 t检验分析两组各方向误差差异。 结果:全组患者分次间7.0%～15.4%的水平误差≥3mm，7.0%～12.6%旋转误差≥2°；单模组比联合组前后方向水平误差小[(1.035±1.180)mm∶(1.512±0.955)mm, P＝0.009]，矢状位旋转误差也小(0.665°±0.582°∶0.921°±0.682°， P＝0.021)。全组患者分次内误差为0%～0.7%的水平误差>1mm，无旋转误差≥1°；联合组比单模组左右和前后方向水平误差小[(0.047±0.212)mm∶(0.246±0.474)mm, P＝0.004)和(0.023±0.152)mm∶(0.140±0.350)mm， P＝0.020]，矢状位旋转误差也小(0.091°±0.090°∶0.181°±0.210°， P＝0.001)。光学表面监测数据印证了上述结果。 结论:热塑头肩模±头颈肩真空垫固定可达到脑转移瘤HFSRT的精度要求，但需配合在线图像配准及六维床体位校正，联合组的分次内固定效果更好。光学表面监测分次内运动有一定价值。

目的:探讨人类白细胞抗原（HLA）Ⅰ类（A、B、C）、Ⅱ类（DRB1、DQB1、DPB1）等位基因和单倍体多态性与中国南方汉族急性淋巴细胞白血病（ALL）、急性髓系白血病（AML）以及慢性粒细胞白血病（CML）的相关性。方法:收集深圳市血液中心845例中国南方汉族白血病患者（323例ALL、350例AML及172例CML）和745名中国南方汉族健康献血者的外周血样本。应用聚合酶链反应反向序列特异性寡核苷酸探针杂交（PCR-rSSO）及测序分型（PCR-SBT）方法对HLA-A、-B、-C、-DRB1、-DQB1和-DPB1进行基因分型，鉴定HLA等位基因前4位数。采用Arlequin 3.5软件分析HLA单倍体；从HLA低分辨水平（等位基因前2位数）及高分辨水平（等位基因前4位数）分别统计分析HLA等位基因和单倍体多态性与3种白血病的相关性。结果:经Bonferroni校正，ALL组A*02（36.22%比28.26%， χ2=13.41， PC<0.01）及其单倍体A*02-B*46-C*01（15.35%比10.23%， χ2=10.90， PC=0.02）、DRB1*12（15.79%比11.10%， χ2=9.02， PC=0.03）、A*02：03（9.75%比5.32%， χ2=14.25， PC=0.002）及其单倍体A*02：03-B*38：02-C*07：02（3.80%比1.51%， χ2=10.41， PC=0.02）的频率均高于对照组，是ALL易感因素；AML组A*11-B*15-C*08-DRB1*15-DQB1*06-DPB1*02的频率高于对照组（1.34%比0.07%， χ2=12.54， PC=0.003），是AML易感单倍体；CML组A*02（36.63%比28.26%， χ2=9.33， PC=0.02）及其单倍体A*02-B*15-C*04（2.17%比0.29%， χ2=11.74， PC=0.02）、DRB1*03：01-DQB1*02：01-DPB1*02：01（1.86%比0.14%， χ2=13.10， PC=0.01）的频率均高于对照组，是CML易感因素；CML组DRB1*13的频率低于对照组（1.45%比5.25%， χ2=9.29， PC=0.03），是CML拮抗基因。 结论:在HLA低分辨及高分辨水平发现了白血病易感或拮抗HLA等位基因和单倍体，可为探究中国南方汉族白血病发病机制并制订有效治疗策略提供参考。

目的:探究标准餐、平板运动试验对健康人体表胃肠电图的影响，为胃肠电图的临床应用提供更多依据。方法:于2021年1月至6月招募100名无症状健康志愿者分别在空腹、标准餐和平板运动后进行体表胃肠电描记。受试者空腹8 h以上，在胃体、胃小弯、胃大弯、胃窦、升结肠、横结肠、降结肠、直肠体表投影位置放置电极。受试者平卧待安静、呼吸平稳后进行胃肠电采集，记录6 min空腹胃肠电图；进食标准餐(面包100 g，牛奶250 mL)后平卧5~10 min，记录6 min餐后胃肠电图；平板运动试验后平卧5~10 min，记录6 min平板运动后胃肠电图。比较3个时间点的胃肠电波形平均频率和幅值，以及胃肠电节律紊乱百分比、慢波频率不稳定系数等。根据年龄、性别、体重指数进行胃动力分层分析。统计学方法采用配对 t检验、Pearson卡方检验、连续性校正卡方检验、Fisher确切概率法和Spearman相关性分析。 结果:标准餐后胃电的波形平均频率与空腹时比较无改变；波形平均幅值较空腹时显著增高，在胃小弯[(148.5±8.7) μV比(113.2±5.0) μV]、胃大弯[(176.3±11.3) μV比(126.1±7.3) μV]和胃窦[(161.8±10.6) μV比(117.6±4.9) μV]差异均有统计学意义( t＝4.63、4.63、3.99，均 P<0.001)；胃电节律和稳定性无明显改变。标准餐后肠电波形平均频率较空腹时下降，在升结肠[(10.8±0.2)次/min比(11.5±0.2)次/min]、横结肠[(10.5±0.2)次/min比(11.2±1.6)次/min]、降结肠[(10.9±0.2)次/min比(11.7±0.2)次/min]、直肠[(11.1±0.2)次/min比(11.8±0.2)次/min]差异均有统计学意义( t＝3.82、4.55、4.39、3.98，均 P<0.001)；肠电波形平均幅值较空腹时增高，在升结肠[(129.8±6.1) μV比(110.9±6.4)μV]、横结肠[(119.6±4.1) μV比(101.3±4.7) μV]、直肠[(124.1±4.6) μV比(106.2±5.7) μV]差异均有统计学意义( t＝2.62、3.76、3.16， P＝0.010、<0.001、＝0.002)；肠电节律紊乱导联总数增多[398条比389条(总导联数均为400条)]，差异有统计学意义( χ2＝7.31， P＝0.026)。平板运动后胃窦导联波形平均频率较标准餐后增高[(3.4±0.4)次/min比(3.3±0.3)次/min]，差异有统计学意义( t＝2.45， P＝0.016)；波形平均幅值较标准餐后增高，在胃体[(160.2±8.6) μV比(133.9±6.4) μV]、胃小弯[(178.1±10.0) μV比(148.5±8.7)μV]、胃窦[(202.5±10.2) μV比(161.8±10.6) μV]差异均有统计学意义( t＝2.30、2.35、2.48， P＝0.024、0.021、0.015)；胃电节律和稳定性改变，慢波频率不稳定系数异常导联数增多[25条比1条(总导联数为400条), χ2＝22.90， P<0.001]。平板运动后肠电波形平均频率较标准餐后无明显改变；肠电波形平均幅值较标准餐后增高，在升结肠[(171.2±8.4) μV比(129.8±6.1) μV]、横结肠[(166.1±7.7) μV比(119.6±4.1) μV]、降结肠[(147.2±7.2) μV比(121.1±4.9) μV]、直肠[(149.6±7.3) μV比(124.1±4.6) μV]，差异均有统计学意义( t＝3.51、5.49、3.09、2.83， P＝0.001、<0.001、＝0.003、＝0.006)；肠电节律与稳定性受到影响，肠电慢波频率不稳定系数异常导联数增多[10条比3条(总导联数均为400条), χ2＝4.04， P＝0.040]。性别与标准餐后、平板运动后胃电波形平均频率及空腹、标准餐后胃电平均幅值相关( r＝0.242、－0.272、0.286、0.242， P＝0.015、0.006、0.004、0.015)，与空腹、标准餐后肠电波形平均幅值相关( r＝0.225、0.460， P＝0.024、<0.001)；年龄仅与空腹时胃电波形平均频率相关( r＝－0.214， P＝0.033)；体重指数与空腹、标准餐后、平板运动后的胃电波形平均幅值均相关( r＝－0.347、－0.260、－0.211， P<0.001、＝0.009、＝0.036)，与平板运动后的胃电波形平均频率亦相关( r＝0.242， P＝0.016)，与空腹、标准餐后的肠电波形平均幅值和频率均相关( r＝－0.261、－0.296，－0.400、－0.286， P＝0.009、0.003，<0.001、＝0.003)。在女性、体重指数<24 kg/m 2的健康志愿者中，标准餐后胃动力改变差异均有统计学意义(Fisher确切概率法， P＝0.022、0.024)。 结论:标准餐和平板运动试验对胃肠电的活动均有影响，运动较进餐引起更多胃肠电活动改变。

目的:预防性造口永久化会严重影响患者的生活质量。临床医师在进行临床决策时，需要权衡和考虑预防性造口永久化的风险。为方便临床评估，本研究分析腹腔镜直肠癌经括约肌间切除术（LISR）预防性造口永久化的术前预测因素并构建列线图预测模型。方法:采取回顾性观察性研究方法，回顾性收集2012年1月至2020年12月期间收治的331例经内镜及病理确诊为原发性低位直肠腺癌、行LISR并行预防性造口患者的临床资料；排除结直肠多原发癌、因肠梗阻或出血或穿孔而行急诊手术者以及未完成18个月的随访者。其中男性258例，女性113例，年龄（58.8±11.2）岁，体质指数（23.7±3.1）kg/m 2。通过R软件采用随机抽样的方法，按约7∶3的比例选择234例患者作为建模组，剩余97例患者作为验证组。本组病例均在术前由造口师确定造口部位，选择距离回盲部30 cm的末端回肠行预防性造口。观察全组患者预防性造口永久化的情况，以及可能影响建模组患者预防性造口永久化的术前临床因素。预防性造口永久化的定义为术后18个月时患者预防性造口无法还纳。多因素logistic回归分析LISR预防性造口永久化的术前独立危险因素，采用R软件绘制列线图模型，通过受试者工作特征（ROC）曲线评估列线图模型的预测能力。 结果:331例LISR患者中，共37例（11.2%）最终预防性造口永久化，其中建模组26例，验证组11例。37例患者无法还纳造口的原因包括：吻合口漏不愈合或吻合口漏导致的狭窄（16例，43.2%）、远处转移（16例，43.2%）、无法耐受二次手术（3例，8.1%）、放射性直肠狭窄（1例，2.7%）和肛门功能恢复不良（1例，2.7%）。建模组单因素分析显示，接受新辅助放化疗、肿瘤低分化、cT3分期以及合并远处转移与预防性造口永久化有关（均 P<0.05）；多因素logistic分析显示，接受新辅助放化疗（OR=3.078，95%CI：1.326~7.147， P=0.009）、cT3分期（OR=2.257，95%CI：1.001~5.091， P=0.049）以及合并远处转移（OR=16.180，95%CI：2.753~95.102， P=0.002）是预防性造口永久化的独立危险因素。基于筛选出的危险因素成功构建预测低位直肠癌LISR术后预防性造口永久化的列线图模型，ROC曲线下面积为0.793，最佳截断值0.890，灵敏度0.577，特异度0.885；验证组的ROC曲线下面积为0.953。建模组和验证组的校正曲线均展现了较好的拟合度。 结论:新辅助放化疗、cT3分期以及远处转移是LISR患者预防性造口永久化的术前独立危险因素，本研究构建的列线图模型有助于预测其发生的概率。对于有高危因素行LISR的患者，外科医生术前应充分告知预防性造口不能还纳而致永久化的风险。

目的:探讨Ⅳa型黏多糖贮积症（mucopolysaccharidosis，MPS）导致寰枢椎脱位的外科治疗方法及其疗效。方法:回顾性分析2019年4月至2020年10月于上海新华医院脊柱中心采用后路寰枢椎复位减压植骨融合内固定术治疗8例Ⅳa型MPS导致寰枢椎脱位患儿的资料，男6例、女2例；年龄（6.2±3.1）岁（范围2~10岁）。8例患儿均存在下肢乏力、步态不稳，3例患儿无法站立及行走；影像学均表现为齿突发育不全、寰枢椎脱位及全身骨骼发育异常。主要观察指标包括美国脊柱损伤协会（American Spinal Injury Association，ASIA）脊髓损伤分级（ASIA impairment scale，AIS）、校正寰齿前间距（modified atlanto-dental interval，mADI）及复位指数、螺钉植入质量（CT评估）及植骨融合情况。结果:手术时间（144.0±43.1） min（范围90~220 min），术中出血量（89.1±55.1） ml（范围15~180 ml），随访时间（17.8±7.4）个月（范围8~27个月）。术前AIS分级C级3例、D级4例、E级1例；末次随访时C级1例、D级1例、E级6例。术前mADI为（7.38±2.62） mm，术后6个月降低至（2.50±1.60） mm，差异有统计学意义（ t=5.71， P=0.001）；末次随访时复位指数为65.0%±26.3%。共植入椎弓根螺钉31枚，其中Ⅰ型26枚（83.9%）、Ⅱ型4枚（12.9%）、Ⅲ类1枚（3.2%），Ⅲ型螺钉未发生脊髓及血管损伤；另有1例一侧植入棘突椎板钉。5例患者在术后6个月显示融合（均为自体骨），2例术后1年获得融合（异体骨），1例术后2年出现植骨块吸收（异体骨）。1例患儿手术当晚出现Ⅱ型呼吸衰竭，经抢救后康复。其余患者无血管神经损伤、螺钉松动等并发症。 结论:Ⅳa型MPS患儿绝大多数有齿突缺如，如合并寰枢椎脱位和颈椎管狭窄导致颈脊髓受压，应及时进行手术干预；采用后路寰枢椎复位减压植骨融合内固定术治疗安全、有效。Ⅳa型黏多糖贮积症患儿常合并多系统受累，需要多学科协作来保证围手术期安全。

目的:探讨丙氨酸氨基转移酶(ALT)水平对原发性肝癌(以下简称肝癌)发病风险的预测价值。方法:采用回顾性队列研究方法。收集2006年7月至2007年12月在华北理工大学附属开滦总医院(26 980例)、开滦林西医院(18 306例)、开滦赵各庄医院(14 469例)、开滦唐家庄医院(4 389例)、开滦范各庄医院(4 561例)、开滦荆各庄医院(7 623例)、开滦吕家坨医院(4 249例)、开滦林南仓医院(3 136例)、开滦钱家营医院(6 356例)、开滦马家沟医院(2 319例)、开滦医院分院(3 392例)行健康体检的95 780例受试者的体检资料，其中男76 491例，女19 289例；年龄为(51±11)岁，年龄范围为18～98岁。依据ALT三分位水平将受试者分为3组：T1组31 859例(ALT<14.7 U/L)，T2组30 627例(14.7 U/L≤ALT<22.0 U/L)，T3组33 294例(ALT≥22.0 U/L)。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)影响受试者新发肝癌的危险因素分析。(4)ALT对肝癌模型预测价值的比较。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2018年12月31日。正态分布的计量资料以 ± s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(或)百分比表示，组间比较采用 χ2检验。采用Kaplan-Meier法计算累积发病率，累积发病率的组间比较采用Log-rank进行检验。使用限制性立方样条曲线(RCS)计算连续变化的ALT和肝癌发病风险的剂量反应关系。而后采用COX比例风险模型分析不同ALT水平分组影响肝癌发病的风险比( HR)和95%可信区间。使用似然比检验和赤池信息量准则(AIC)计算ALT对于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。 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、甘油三酯、空腹血糖、高密度脂蛋白胆固醇、低密度脂蛋白胆固醇、乙型肝炎表面抗原(HBsAg)阳性、高血压病、糖尿病、肝硬化、脂肪肝、恶性肿瘤家族史、吸烟、饮酒、体育锻炼分别为23 516例、(53±14)岁、(130±21)mmHg(1 mmHg＝0.133 kPa)、(82±12)mmHg、(85±10)cm、(24±3)kg/m 2、(4.9±1.1)mmol/L、1.11mmol/L(0.79～1.63 mmol/L)、(5.4±1.6)mmol/L、(1.5±0.4)mmol/L、(2.3±1.0)mmol/L、478例、12 758例、2 482例、15例、5 899例、1 071例、9 553例、5 434例、5 210例；T2组受试者上述指标分别为24 886例、(52±12)岁、(132±21)mmHg、(84±12)mmHg、(87±10)cm、(25±3)kg/m 2、(4.9±1.2)mmol/L、1.27 mmol/L(0.91～1.90 mmol/L)、(5.5±1.7)mmol/L、(1.6±0.4)mmol/L、(2.4±0.9)mmol/L、744例、13 884例、2 677例、13例、9 365例、981例、8 935例、5 216例、5 023例；T3组受试者上述指标分别为28 089例、(50±12)岁、(132±21)mmHg、(85±12)mmHg、(89±10)cm、(26±3)kg/m 2、(5.0±1.2)mmol/L、1.45 mmol/L(1.02～2.28 mmol/L)、(5.6±1.8)mmol/L、(1.6±0.4)mmol/L、(2.3±0.9)mmol/L、1 416例、15 471例、3 583例、70例、15 277例、1 350例、10 514例、6 184例、4 447例；3组受试者上述指标比较，差异均有统计学意义( χ2＝1 181.88， F＝350.52、148.39、417.75、948.63、1 917.20、111.60, χ2＝3 747.25， F＝133.78、18.17、14.45, χ2＝478.33、306.60、181.38、58.19、5 649.18、38.82、45.69、35.11、152.64， P<0.05)。(2)受试者随访和肝癌的发病情况：95 780例受试者随访时间为9.05年(8.75～9.22年)，共有新发肝癌351例，肝癌总发病密度为3.39/10 000人年，女性肝癌发病率为1.11/10 000人年，男性肝癌发病率为3.97/10 000人年。T1组、T2组、T3组肝癌的发病密度分别为2.09/10 000人年、2.54/10 000人年和5.42/10 000人年。T1组、T2组、T3组受试者的肝癌累积发病率分别为2.47‰、3.10‰和6.11‰，3组比较，差异有统计学意义( χ2＝63.50， P<0.05)。(3)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：校正性别、年龄、体质量指数、总胆固醇、空腹血糖、HBsAg阳性、高血压病、糖尿病、肝硬化、脂肪肝、恶性肿瘤家族史、吸烟、饮酒、体育锻炼后，与T1组比较，T3组新发肝癌的风险增加( HR＝1.87，95%可信区间为1.40～2.49， P<0.05)。RCS结果显示：ALT与肝癌的发病风险呈非线性相关，且曲线呈上升趋势(RCS_S1_ χ2＝7.21， P<0.05)。(4)ALT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、总胆固醇、空腹血糖、HBsAg阳性、高血压病、糖尿病、肝硬化、脂肪肝、恶性肿瘤家族史、吸烟、饮酒、体育锻炼因素共同带入模型中，计算此模型的C统计量、-2Log L值和AIC值，分别为0.791、6 313.30和6 345.30。将ALT三分位数分组带入模型中，以T1组为对照组计算此时模型的C统计量、-2Log L值和AIC值，分别为0.792、6 300.48和6 328.48。多因素＋Fbg模型的C统计量和AIC数值降低，与多因素模型的-2Log L值的差值为12.82，差异有统计学意义( χ2＝12.82， P<0.05)。 结论:ALT是肝癌的独立危险因素。在建立肝癌预测模型或评估肝癌发病风险时，ALT可作为重要的参考指标。

目的:构建基于长链非编码RNA（lncRNA）的膀胱癌（BLCA）预后模型。方法:从TCGA下载BLCA的lncRNA表达数据及临床信息，利用单因素Cox回归评估每个lncRNA表达水平与患者总生存期（OS）的相关性，将经多重比较校正 P值<0.01的lncRNA作为候选预测变量，再在训练队列中通过最小化绝对收缩和选择算子回归、多因素逐步Cox回归等方法构建预测模型。同时在验证队列中验证该模型。统计时间依赖的受试者工作特征（tROC）曲线下面积以及Harrel C指数。并将患者预测模型风险评分中位数将患者分为高风险组和低风险组，通过 t检验或卡方检验比较两组间临床病理特征差异。 结果:建立基于13个lncRNA的BLCA预后模型，其中LINC01465、ARHGAP5-AS1、ZFHX4-AS1、MAFG-AS1为预后危险因素（β值分别为0.32、0.16、0.06、0.20），其余为保护因素（β值均<0）；该预测模型在完整队列中第1年、第3年、第5年OS的tROC曲线下面积为0.79、0.82、0.80，Harrell C指数为0.74。校正包括年龄和肿瘤分期在内的混杂因素发现，该模型风险评分为BLCA患者总生存的独立不良预后因素（风险比为4.05， P<0.001）。高风险和低风险组患者临床病理特征比较显示，高风险组年龄较低风险组年龄大（70.0 岁>66.1岁， P<0.001）、非乳突型患者较多［74.2%（147/202）比61.2%（123/202）， P=0.005］、高分期患者较多［Ⅳ期患者为37.6%（76/202）比28.0%（56/202）， P<0.001］、高级别肿瘤较多［98.0%（198/202）比92.0%（183/202）， P=0.005］。 结论:成功建立了基于13个lncRNA的膀胱癌预后模型，该模型可为临床决策和患者咨询提供参考价值。