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 探讨开滦研究人群全血铁与高尿酸血症的关联,为早期预防高尿酸血症提供依据.方法 采用横断面研究,研究对象选自2017年8月—2018年5月在林西医院、马家沟医院、荆各庄医院参加健康体检且完成全血铁检测的开滦集团在职和离退休职工,其中符合入选标准的研究对象共3 579人.按血尿酸水平分为正常血尿酸组(2 983例)和高尿酸血症组(596例),采用多因素logistic回归模型分析全血铁(按照三分位分为Q1～Q3三个亚层)与高尿酸血症的关联,并分析不同年龄对全血铁与高尿酸血症关联的影响.结果 高尿酸血症组全血铁[(464.73±104.05)mg/L]显著高于正常血尿酸组[(420.96±109.60)mg/L],差异有统计学意义(P＜0.001).多因素logistic回归分析显示,在调整其他混杂因素后,与全血铁Q1组相比,全血铁Q3组发生高尿酸血症的OR值(95％CI)为1.989(1.487～2.661).在＜60岁的研究对象中,与全血铁Q1组相比,全血铁Q3组发生高尿酸血症的OR值(95％CI)为2.304(1.539～3.450);而在≥60岁的研究对象中,与全血铁Q1组相比,全血铁Q3组发生高尿酸血症的OR值(95％CI)为1.269(0.818～1.969).在敏感性分析中,与全血铁Q1组相比,全血铁Q3组发生高尿酸血症的OR值(95％CI)为2.018(1.499～2.716).结论 较高的全血铁水平与高尿酸血症风险增加相关,且在年龄＜60岁的人群中有显著关联.

目的 探讨不同酒精摄入量与新发胆石症的关系.方法 采用回顾性队列研究方法.收集2006年7月至2015年12月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、开滦吕家坨医院、开滦荆各庄医院、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77 755例受试者的体检资料.依据文献对饮酒量的定义将受试者分为5组,50 695例受试者不饮酒设为不饮酒组;3 154例受试者饮酒后戒断时间≥1年设为饮酒已戒组;12 410例受试者满足轻度饮酒量的标准设为轻度饮酒组;1 606例受试者满足中度饮酒量的标准设为中度饮酒组;9 890例受试者满足重度饮酒量标准设为重度饮酒组.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、人体测量学指标、生化指标.观察指标:(1)5组受试者的临床特征比较.(2)受试者胆石症的发病情况.(3)影响受试者新发胆石症的危险因素.(4)饮酒对新发胆石症模型拟合程度的比较.正态分布的计量资料以x±S表示,多组间比较采用单因素方差分析;两两比较,方差齐采用LSD检验,方差不齐采用Dunnett's T3检验.偏态分布的计量资料采用M(Q)表示,多组间比较采用秩和检验.计数资料比较采用x2检验.采用Kaplan-Meier法计算胆石症的累积发病率,胆石症发病率的组间比较采用Log-rank检验.采用COX比例风险模型分析不同酒精摄人量对新发胆石症的风险比(HR)和95％可信区间(CI).使用似然比检验和赤池信息量准则(AIC)计算饮酒对于新发胆石症模型拟合情况的影响.结果 (1)5组受试者的临床特征比较:不饮酒组受试者的性别(男性)、年龄、收缩压、舒张压、体质量指数(BMI)、总胆固醇(TC)、甘油三酯(TG)、空腹血糖、腰围,糖尿病、高血压病、吸烟、体育锻炼人数分别为33 406例、(51±12)岁、(130±21) mmHg(1 mmHg=0.133 kPa)、(83±12) mmHg、(25±4)kg/m2、(4.93±1.13) mmol/L、1.26 mmol/L(0.90 ～1.88 mmol/L)、(5.5±1.7) mmol/L、(86± 10) cm、4 538例、21 773例、5 873例、6 140例;饮酒已戒组分别为3 077例、(56±12)岁、(134±22) mmHg、(85± 12) mmHg、(25±3)kg/m2、(4.93± 1.21) mmol/L、1.29 mmol/L(0.91～1.90 mmol/L)、(5.6±1.8)mmol/L、(89±9) cm、420例、1 652例、856例、856例;轻度饮酒组分别为11 859例、(46±12)岁、(127± 19) mmHg、(82± 11) mmHg、(25±3) kg/m2(4.89± 1.15) mmol/L、1.30 mmol/L(0.89～2.01 mmol/L)、(5.4±1.4)mmol/L、(87±9) cm、891例、4 294例、2 186例、2 186例;中度饮酒组分别为1 585例、(58±11)岁、(134±22) mmHg、(84± 11) mmHg、(25±3) kg/m2、(5.06± 1.21) mmol/L、1.23 mmol/L(0.85～ 1.82 mmol/L)、(5.5±1.7)mmol/L、(88±9) cm、159例、762例、591例、591例;重度饮酒组分别为9 868例、(52±9)岁、(135±21) mmHg、(86± 12) mmHg、(25±3)kg/m2、(5.18±1.21) mmol/L、1.36 mmoL/L(0.92～2.19 mmol/L)、(5.5±1.5)mmol/L、(88±9) cm、819例、4 900例、2 183例、2 183例;5组上述指标比较,差异均有统计学意义(x2=9 989.71,F=869.28,F=254.13,195.97,27.52,112.63,H(x2)=154.09,F=11.92,63.37,x2=128.17,656.31,23 561.80,656.31,P＜0.05).(2)受试者胆石症的发病情况:77 755例受试者在(6.8±2.1)年的观察研究中,新发胆石症3 757例,累积发病率为4.5％.不饮酒组、饮酒已戒组、轻度饮酒组、中度饮酒组、重度饮酒组的胆石症累积发病率分别为5.1％、4.9％、3.7％、3.4％和3.3％,5组比较,差异有统计学意义(x2=83.14,P＜0.05).不饮酒组分别与饮酒已戒组、轻度饮酒组、中度饮酒组、重度饮酒组比较,差异均有统计学意义(x2=18.34,40.58,45.41,48.44,P＜0.05).饮酒已戒组分别与轻度饮酒组、中度饮酒组、重度饮酒组比较,差异均有统计学意义(x2=18.72,20.47,25.41,P＜0.05).轻度饮酒组分别与中度饮酒组、重度饮酒组比较,差异均有统计学意义(x2=8.47,12.41,P＜0.05).中度饮酒组与重度饮酒组比较,差异无统计学意义(x2=0.85,P＞0.05).(3)影响受试者新发胆石症的危险因素分析,COX比例风险模型分析结果显示:校正受试者性别、年龄、TC、TG、BMI、高血压病、糖尿病、吸烟、体育锻炼因素对新发胆石症的影响后,与不饮酒组比较,轻度饮酒组、中度饮酒组、重度饮酒组新发胆石症的风险降低(HR=0.88,0.82,0.73,95％CI:0.79～0.98,0.76～0.89,0.64～0.83,P＜0.05).(4)饮酒对新发胆石症模型拟合程度的比较:建立多因素模型,将性别、年龄、BMI、TG、TC、高血压病、糖尿病、吸烟、体育锻炼等胆石症传统危险因素共同带入模型中,计算此时模型的-2Log L和AIC值,分别为76 331.83和76 353.83.而后将饮酒变量带人多因素模型,计算多因素模型+饮酒模型的-2Log L和AIC值,分别为76 307.86和76 337.86,差异有统计学意义(x2=23.97,P＜0.05).结论 饮酒是新发胆石症的独立保护因素,随着酒精摄入量的增加,胆石症的发病风险呈降低趋势.

目的 探讨不同肥胖症评价指标联合应用对不同性别人群新发胆石症的预测价值,寻找最优组合.方法 采用回顾性队列研究方法.收集2006年7月至2015年12月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88 947例受试者的体检资料.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、人体测量学指标、生化指标.观察指标:(1)不同性别受试者的一般资料比较.(2)受试者胆石症的发病情况.(3)不同肥胖症评价指标影响受试者新发胆石症的危险因素分析.(4)不同肥胖症评价指标联合应用对新发胆石症模型的拟合情况和预测价值的比较.正态分布的计量资料以(x)±s表示,组间比较采用独立样本t检验.偏态分布的计量资料采用M(P25,P75)表示,组间比较采用秩和检验.计数资料比较采用x2检验.采用人年发病率计算不同性别受试者胆石症的发病情况.采用COX比例风险模型分析各肥胖症评价指标对新发胆石症的风险比(HR)和95％可信区间(CI).采用似然比检验和赤池信息量准则(AIC)计算不同组合对新发胆石症模型的拟合情况.结果 (1)不同性别受试者的一般资料比较:88 947例受试者中,男性受试者的年龄、体质量指数(BMI)、腰围、收缩压、舒张压、总胆固醇(TC)、三酰甘油(TG)、空腹血糖、糖尿病、高血压病、吸烟、饮酒、体育锻炼人数分别为(51±12)岁、(25±3)kg/m2、(88±10)cm、(132±20)mmHg(1 mmHg=0.133 kPa)、(84±12) mmHg、(4.95±1.16) mmol/L、1.18 mmol/L(0.81 mmol/L,1.74 mmol/L) 、(5.5±1.6) mmol/L、6 223例、31 816例、26 993例、15 779例、11 063例,女性受试者分别为(49±11)岁、(25±4) kg/m2、(83±11) cm、(124±21) mmHg、(79±11) mmHg、(4.98±1.08) mmol/L、1.30 mmol/L(0.92 mmol/L,2.00 mmol/L)、(5.3±1.6) mmol/L、1 409例、5 866例、248例、87例、2 450例,两组上述指标比较,差异均有统计学意义(t=587.20,894.27,1 064.97,813.49,986.22,630.97,H(x2)=642.39,t=452.87,x2=35.10,1 205.40,9 619.42,4 901.75,84.82,P＜0.05).(2)受试者胆石症的发病情况:88 947例受试者总随访时间为713 345人年,共有新发胆石症4 291例,总人年发病率为6.02千人/年.其中男性受试者总随访时间为562 821人年,共有新发胆石症3 268例,人年发病率为5.81千人/年;女性受试者总随访时间为150 524人年,新发胆石症1 023例,人年发病率为6.80千人/年.(3)不同肥胖症评价指标影响受试者新发胆石症的危险因素分析:COX比例风险模型分析结果显示:在男性受试者中,校正年龄、TC 、TG、糖尿病、高血压病、吸烟、饮酒、体育锻炼因素对新发胆石症的影响后,与BMI正常受试者比较,超重、肥胖受试者新发胆石症的风险增加(HR=1.35,1.63,95％CI:1.24～ 1.46,1.48～ 1.80,P＜0.05);与腰围低受试者比较,腰围中、高受试者新发胆石症的风险增加(HR=1.27,1.53,95％CI:1.15～ 1.40,1.39～ 1.67,P＜0.05);与WHtR低受试者比较,WHtR中、高受试者新发胆石症的风险增加(HR=1.20,1.44,95％CI:1.09～1.32,1.31～ 1.58,P＜0.05).在女性受试者中,与BMI正常受试者比较,超重、肥胖受试者新发胆石症的风险增加(HR=1.35,1.77,95％CI:1.16～1.56,1.49～2.10,P＜0.05);与腰围低受试者比较,腰围中、高受试者新发胆石症的风险增加(HR=1.38,1.72,95％CI:1.15～1.66,1.44～2.07,P＜0.05);与WHtR低受试者比较,WHtR中、高受试者新发胆石症的风险增加(HR=1.34,1.71,95％CI:1.12～ 1.61,1.43 ～2.04,P＜0.05).(4)不同肥胖症评价指标联合应用对新发胆石症模型的拟合情况和预测价值的比较:男性受试者中建立多因素模型,将年龄、TC、TG、糖尿病、高血压病、吸烟、饮酒、体育锻炼等胆石症传统危险因素共同带入模型中,计算此模型的-2log L值和AIC值,分别为71 257和71 275.而后将BMI、腰围、WHtR、BMI+腰围、BMI+WHtR、腰围+WHtR、BMI+腰围+WHtR分别带入此模型中,计算-2log L值和AIC值分别为71 156和71 178、71 170和71 192、71 197和71 219、71 134和71 160、71 132和71 162、71 170和71 196、71 132和71 162.其中AIC值最小模型为多因素模型+BMI+腰围组合,与多因素模型的-2log L值的差值为123,差异有统计学意义(x2=123.00,P＜0.05).女性受试者中建立多因素模型,将年龄、TC、TG、糖尿病、高血压病、吸烟、饮酒、体育锻炼等胆石症传统危险因素共同带入模型中,计算此模型的-2log L值和AIC值,分别为19 612和19 630.而后将BMI、腰围、WHtR、BMI+腰围、BMI+WHtR、腰围+WHtR、BMI+腰围+WHtR分别带入模型中,计算-2log L值和AIC值分别为19 568和19 590、19 575和19 597、19 574和19 596、19 558和19 584、19 557和19 583、19 571和19 597、19 556和19 586.其中AIC值最小模型为多因素模型+BMI+WHtR组合,与多因素模型的-2log L值的差值为55,差异有统计学意义(x2=55.00,P＜0.05).结论 男性和女性人群中,高水平的BMI、腰围、WHtR均为胆石症发病的独立危险因素.在男性人群中联合BMI、腰围作为肥胖症评价指标可提高对新发胆石症的预测价值;而在女性人群中联合BMI、WHtR则是预测新发胆石症的最优组合.

目的 探讨不同血尿酸水平对新发胆石症的预测价值.方法 采用回顾性队列研究方法.收集2006年6月至2015年12月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、开滦吕家坨医院、开滦荆各庄医院、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97 469例受试者的体检资料,分别收集流行病学调查内容、人体测量学指标、生化指标.受试者按照血尿酸四分位数水平分为4组:2 4140例受试者血尿酸＜232μmol/L设为Q1组(对照组)、24 473例受试者232 μmol/L≤血尿酸＜282 μmol/L设为Q2组、24 382例受试者282 μmol/L≤血尿酸＜338 μmol/L设为Q3组、24 474例受试者血尿酸≥338 μmol/L设为Q4组.观察指标:(1)4组受试者临床特征比较.(2)受试者胆石症的发病情况.(3)血尿酸水平对新发胆石症发病的影响:①血尿酸水平与胆石症发病风险的剂量-反应关系;②血尿酸对胆石症模型拟合优度的比较;③按性别分层后不同血尿酸水平对胆石症发病的影响;④箱线图示不同性别的血尿酸情况;⑤按年龄分层后不同血尿酸水平对胆石症发病的影响.正态分布的计量资料以(x)±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采用M(Q)表示,多组间比较采用Krustal-willis非参数检验.计数资料以百分比表示,组间比较采用x2检验.采用人年发病率计算不同血尿酸分组中胆石症的发病情况.使用限制性立方样条曲线(RCS)计算连续型变量与结局事件风险之间的剂量-反应关系以及95％可信区间(95％CI);进一步使用COX风险比例模型分析不同血尿酸水平对新发胆石症的风险比(HR)和95％CI;使用似然比检验和赤池信息量准则(AIC)计算血尿酸水平对新发胆石症模型的拟合情况;使用箱线图显示不同性别人群中的血尿酸情况.结果 (1)4组受试者临床特征比较:Q1组受试者性别(男性)、年龄、体质量指数(BMI)、收缩压、舒张压、空腹血糖、总胆固醇(TC)、甘油三酯(TG)、超敏C-反应蛋白、糖尿病、高血压病、吸烟、饮酒、体育锻炼人数分别为15 162例、(50±11)岁、(24±3) kg/m2、(123±21)mmHg(1 mmHg=0.133 kPa)、(82±12) mmHg、(5.6±2.0) mmol/L、(4.8±1.2) mmol/L、1.14 mmol/L(0.81～1.63 mmol/L)、0.70 mmol/L(0.23～2.23 mmol/L)、2 537例、9 415例、4 575例、2 380例、2 649例;Q2组分别为19 079例、(51±12)岁、(25±3) kg/m2、(130±21) mmHg、(83±12)mmHg、(5.5±1.7) mmol/L、(4.9±1.2) mmol/L、1.20 mmol/L(0.86～ 1.76 mmol/L)、0.71 mmol/L(0.28～1.98 mmol/L)、2 287例、10 124例、6 918例、3 649例、3 288例;Q3组分别为21 132例、(52±13)岁、(25±3)kg/m2、(132±21) mmHg、(84±12) mmHg、(5.5±1.6) mmol/L、(5.0±1.2) mmol/L、1.29 mmol/L(0.91～1.94 mmol/L)、0.80 mmol/L(0.30～2.06 mmol/L)、2 027例、10 755例、8 259例、4 730例、3 958例;Q4组分别为22 651例、(53±14)岁、(26±3) kg/m2、(134±21) mmHg、(85±12) mmHg、(5.4±1.5) mmol/L、(5.1±1.2) mmol/L、1.54 mmol/L(1.05～2.35 mmol/L)、1.02 mmol/L(0.43～2.50 mmol/L)、1 981例、12 082例、9 562例、6 209例、4 758例;4组受试者上述指标比较,差异均有统计学意义(x2=7 624.63,F=279.93,961.91,330.84,271.40,38.25,353.18,H=3 406.30,912.23,x2=108.15,590.49,2 567.07,2 209.21,760.15,P＜0.05).(2)受试者胆石症的发病情况:97 469例受试者总随访时间为592 922人年,共有新发胆石症4 270例,总发病率为7.20千人/年;Q1、Q2、Q3和Q4组受试者的人年发病率分别为:6.34千人/年(971/153 205*1 000)、6.91千人/年(1 034/149 686*1 000)、7.44千人/年(1 090/146 549*1 000)、8.19千人/年(1 175/143 482*1 000).(3)血尿酸水平对新发胆石症发病的影响:①血尿酸水平与胆石症发病风险的剂量-反应关系.RCS结果表明:以单位变化的血尿酸水平和经对数转化后的血尿酸水平与胆石症发病风险均呈直线关系(x2=11.74,8.01,P＜0.05).②血尿酸对胆石症模型拟合优度的比较:所有受试者中,校正了性别、年龄、BMI、TC、TG、糖尿病、高血压病、吸烟、饮酒和体育锻炼因素对新发胆石症的影响后,与Q1组比较,Q3、Q4组受试者新发胆石症风险均增加(HR=1.10,1.12,95％CI:1.01～ 1.20,1.03～ 1.23,P＜0.05).多因素模型-2Log L值和AIC值分别为92 532.39、92 550.39,多因素模型+血尿酸分别为92 525.35、92 549.35,加入血尿酸的多因素模型与未加入血尿酸的多因素模型比较,差异有统计学意义(x2=7.04,P＜0.05).③按性别分层后不同血尿酸水平对胆石症发病的影响:进行性别分层后,在女性受试者中,校正了年龄、BMI、TC、TG、糖尿病、高血压病、吸烟、饮酒和体育锻炼因素对新发胆石症的影响后,与Q1组比较,Q2、Q3、Q4组受试者新发胆石症风险差异均无统计学意义(HR=1.06,1.15,1.09,95％CI:0.88～1.28,0.93～1.34,0.91～ 1.31,P＞0.05);在男性受试者中,校正了其他上述相同胆石症发病危险因素后,与Q1组比较,Q2、Q3、Q4组受试者新发胆石症风险均增加(HR=1.17,1.24,1.30,95％CI:1.06～1.30,1.12～1.37,1.18～1.44,P＜0.05).④箱线图示不同性别的血尿酸情况:在女性受试者中以年龄每增加10岁分组,18～27岁组、28～37岁组、38～47岁组、48～57岁组、58～67岁组、68～77岁组、78～ 87岁组、88～97岁组受试者血尿酸水平分别为(249±61) μmol/L、(235±50) μmol/L、(231±56) μmol/L、(250±66) μmol/L、(266±75) μmol/L、(281±81) μmol/L、(298±76) μmol/L、(379±86) μmol/L;在男性受试者中,上述各年龄组血尿酸水平分别为(310±76) μmol/L、(298±75) μmol/L、(298±74) μmol/L、(294±74) μmol/L、(302±78)μmol/L、(311±80) μmol/L、(322±80) μmol/L、(330±75) μmol/L.⑤按年龄分层后不同血尿酸水平对胆石症发病的影响:在青中年受试者(年龄≤60岁)中,校正了性别、BMI、TC、TG、糖尿病、高血压病、吸烟、饮酒和体育锻炼因素对新发胆石症的影响后,与Q1组比较,Q2组和Q3组受试者新发胆石症风险均未增加(HR=1.05,1.10,95％CI:0.94～ 1.17,0.99～1.23,P＞0.05),而Q4组受试者新发胆石症风险增加(HR=1.15,95％CI:1.02～ 1.28,P＜0.05);在老年受试者(年龄＞60岁)中,校正了上述相同胆石症发病危险因素后,与Q1组比较,Q2组受试者新发胆石症风险未增加(HR=1.16,95％CI:0.99～1.36,P＞0.05),而Q3、Q4组受试者新发胆石症风险增加(HR=1.19,1.21,95％CI:1.02～ 1.40,1.04～ 1.41,P＜0.05).结论 高水平血尿酸是影响新发胆石症的独立危险因素.

目的 探讨不同体质量指数(BMI)与消化系统肿瘤发病的关系.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95 177例受试者的体检资料;男75 909例,女19 268例;年龄为(51±12)岁,年龄范围为18～98岁.依据《中国成人超重和肥胖症预防与控制指南(节录)》对BMI范围的定义将受试者分为3组:37660例受试者BMI＜24 kg/m2设为正常体质量组,39 793例受试者24 kg/m2≤BMI＜28 kg/m2设为超重组,17 724例受试者BMI≥28 kg/m2设为肥胖组.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、人体测量学指标、生化指标.观察指标:(1)3组受试者的临床特征比较.(2)受试者消化系统肿瘤的发病情况.(3)影响受试者新发消化系统肿瘤的危险因素分析.(4)BM1对新发消化系统肿瘤模型拟合优度的比较.(5)影响受试者不同部位消化系统肿瘤的危险因素分层分析.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采用M(范围)表示,多组间比较采用秩和检验(Kruskal-Wallis).计数资料用例数和百分比表示,组间比较采用x2检验.采用Kaplan-Meier法计算累积发病率并绘制发病曲线,累积发病率的组间比较采用Log-rank检验.采用人年发病率(发病密度)计算不同BMI受试者消化系统肿瘤的发病情况.采用COX比例风险模型分析不同BMI水平(连续变量和分类变量)对新发消化系统肿瘤的风险比(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BMI和消化系统肿瘤发病风险的计量反应关系.使用似然比检验和赤池信息量准则(AIC)计算BMI对新发消化系统肿瘤模型拟合情况的影响.结果 (1)3组受试者的临床特征比较:正常体质量组受试者年龄、男性、收缩压、舒张压、腰围、总胆固醇、甘油三酯、空腹血糖、C反应蛋白、吸烟、饮酒、体育锻炼、乙型肝炎病毒表面抗原阳性、高食盐摄入、直系亲属恶性肿瘤病史例数分别为(51±13)岁、28 607例、(125±20)mmHg(1 mmHg=0.133 kPa)、(80± 11) mmHg、(81±9)cm、(4.9±1.1) mmol/L、1.05 mmol/L(0.75 ～1.49 mmol/L)、(5.3±1.6)mmoL/L、0.58 mmol/L(0.20～1.60 mmol/L)、11 962例、6 845例、5 676例、711例、3 640例、1 298例;超重组分别为(52±12)岁、32 928例、(133±21) mmHg、(85±11) mmHg、(89±8) cm、(5.0±1.2) mmol/L、1.39 mmol/L(0.99～ 2.08 mmol/L)、(5.6± 1.7) mmol/L、0.84 mmol/L(0.33～2.07 mmol/L)、12 364例、7 413例、6 322例、839例、4 401例、1 463例;肥胖组分别为(51±12)岁、14 374例、(139±21)mmHg、(88±12)mmHg、(96±9)cm、(5.1±1.2) mmol/L、1.67 mmol/L(1.18～2.51 mmol/L)、(5.7±1.8) mmol/L、1.22 mmol/L(0.53～2.82 mmol/L)、5 092例、2 818例、2 847例、355例、2 235例、704例;3组上述指标比较,差异均有统计学意义(F=90.60,x2=576.34,F=2 768.38,3 570.80,22 319.30,256.99,x2=9 108.21,F=507.11,x2=3 219.47,52.78,64.38,13.36,0.76,130.39,9.74,P＜0.05).(2)受试者消化系统肿瘤的发病情况:95 177例受试者总随访时间为845 085人年,共有新发消化系统肿瘤1 215例,消化系统肿瘤总人年发病率为1.44千人/年.1 215例患者中,结直肠肛管癌413例、肝癌306例、胃癌234例、食管癌113例、胰腺癌91例、胆囊癌和胆管癌36例、小肠癌25例.3例患者同时合并小肠癌和结直肠肛管癌.正常体质量组、超重组、肥胖组受试者消化系统肿瘤的人年发病率分别为1.46千人/年、1.37千人/年和1.53千人/年;累积发病率分别为11.8‰、10.1‰和12.1‰,3组累积发病率比较,差异有统计学意义(x2=6.13,P＜0.05).正常体质量组与肥胖组受试者的累积发病率比较,差异无统计学意义(x2=1.07,P＞0.05);超重组分别与正常体质量组和肥胖组受试者的累积发病率比较,差异均有统计学意义(x2=3.90,4.10,P＜0.05).(3)影响受试者新发消化系统肿瘤的危险因素分析,COX比例风险模型分析结果显示:校正受试者年龄、性别、收缩压、总胆固醇、甘油三酯、空腹血糖、吸烟、饮酒、体育锻炼、乙型肝炎病毒表面抗原阳性、高食盐摄入、直系亲属恶性肿瘤病史及兄弟姐妹恶性肿瘤病史后,连续变化的BMI不是影响新发消化系统肿瘤的因素(HR=0.99,95％可信区间为0.98～1.01,P＞0.05);当BMI以分类变量带入COX模型中,与正常体质量组比较,超重组受试者患消化系统肿瘤的风险降低(HR=0.88,0.88,95％可信区间为0.78～1.01,0.77～0.98,P＜0.05),肥胖组受试者患消化系统肿瘤的风险不受影响(HR=1.03,1.04,95％可信区间为0.88～1.20,0.89～1.22,P＞0.05).限制性立方样条曲线结果显示:BMI与消化系统肿瘤的发病风险呈“U”型曲线关系,BMI为25～27 kg/m2时消化系统肿瘤发病风险最低.(4)BMI对新发消化系统肿瘤模型拟合优度的比较:建立多因素模型,将年龄、性别、收缩压、总胆固醇、甘油三酯、空腹血糖、吸烟、饮酒、体育锻炼、乙型肝炎病毒表面抗原阳性、高食盐摄入、直系亲属恶性肿瘤病史及兄弟姐妹恶性肿瘤病史因素带入模型中,计算此模型的-2Log L值和AIC值,分别为27 175.05和27 203.05.再将BMI变量带入多因素模型中,以正常体质量组为对照组,计算多因素模型+BMI模型的-2Log L值和AIC值,分别为27 169.53和27 201.53,差异有统计学意义(x2=5.52,P＜0.05).(5)影响受试者不同部位消化系统肿瘤的危险因素分层分析,COX比例风险模型分层分析结果显示:食管癌模型中,与正常体质量组比较,超重组和肥胖组受试者食管癌发病风险均降低(HR=0.57,0.42,95％可信区间为0.38～0.84,0.23～0.79,P＜0.05).肝癌模型中,与正常体质量组比较,超重组受试者肝癌发病风险降低(HR=0.72,95％可信区间为0.55～0.93,P＜0.05);肥胖组受试者肝癌发病风险不受影响(HR=1.10,95％可信区间为0.82～ 1.47,P＞0.05).结论 超重组受试者消化系统肿瘤发病率最低,尤其是食管癌和肝癌;当BMI为25～ 27 kg/m2时消化系统肿瘤发病风险最低.

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.

鄂尔多斯盆地东缘关家崖剖面奥陶系马家沟组五s亚段地层中保存大量无脊椎动物遗迹化石,可识别出居住迹、牧食迹、觅食迹三大类,共7个遗迹属、14个遗迹种,分别是Arenicolites isp.,Cylindricum isp.,Helminthopsis abeli,Helminthopsis isp.1,Helminthopsis isp.2,Lorenzinia isp.,Planolites isp.,P lanolites beverleyensis,Planolites montanus,Teichichnus rectus,Thalassinoides isp.1,Thalassinoides isp.2,Thalassinoides isp.3,Thalassinoides isp.4.根据遗迹化石特征及其沉积环境,可划分3个遗迹组合:1)Helminthopsis-Planolites组合,该组合以觅食迹为主,部分为居住迹,出现在潮间带和潮下带;2)Thalassinoides-Teichichnus组合,该组合遗迹化石种类较单一,主要为觅食迹,分布于潮间带和潮上带;3)Thalassinoides-Helminthopsis组合,该组合出现在潮间带.基于遗迹化石组合的分布特点,提出山西兴县奥陶系马家沟组五s亚段的沉积环境模式.

根据渤海海域渤南低凸起和石臼坨凸起等重点潜山带所见的牙形类化石,对比国内外相关地区,将渤海海域寒武纪—奥陶纪的牙形类化石划分为5个带,分别为:(1)寒武系长山组凤山组中下部Prooneotodus rotundatus-Furnishina furnishi带;(2)奥陶系冶里组Teridontus gracilis-Rossodus manitouensis带;(3)奥陶系下马家沟组Tangshanodus tangshanensis带;(4)奥陶系上马家沟组下部Eoplacognathus suecicus-Acontiodus linxiensis带;(5)奥陶系上马家沟组中部Eoplacognathus pseudoplanus Plectodina onychodonta带.

鄂尔多斯盆地西南缘奥陶系出露广泛且分布连续,而有关马家沟组的时代在不同地区存在较大的差异,制约了盆地周缘地层划分和对比.陕西岐山地区崛山剖面的马家沟组上部识别出牙形刺6属10种,属于上奥陶统Belodina compressa带至Belodinaconfluens带.因此,崛山剖面马家沟组上部的时代为晚奥陶世早—中期.通过对各地区马家沟组的时代对比,发现马家沟组的顶界穿时,范围下至中奥陶统达瑞威尔阶中上部,上达上奥陶统凯迪阶下部.