基于药动学与药效学相关联的养阴通脑颗粒主要有效部位正交配伍研究

目的探讨养阴通脑颗粒主要有效部位(总生物碱、总黄酮、总皂苷、总酚酸)配伍后在脑缺血再灌注模型大鼠体内药物浓度及其药动学与药效学变化。方法采用正交试验法组成上述主要有效部位用量配比不同的9个组方,供脑缺血再灌注模型大鼠ig给药,高效液相色谱-二极管阵列检测器(HPLC-DAD)测定不同时间点血浆中的葛根素、阿魏酸和川芎嗪血浆药物浓度。DAS 3.2.6软件以非房室模型拟合药动学参数,并运用总量统计矩法和综合评分法对整体药动学特征进行评价。同时采用酶联免疫吸附测定(ELISA)法测定大鼠血浆中超氧化物歧化酶(SOD)和过氧化氢酶(CAT)的含量。最后进行药动学-药效学(PK-PD)模型研究,获得各药物浓度与药效之间的定量方程。结果葛根素、阿魏酸和川芎嗪在模型大鼠体内的药动学特征有所差异。总量统计矩和综合评分研究表明不同配伍对总量零阶矩、总量平均滞留时间、综合评分等参数影响不一。主要有效部位正交配伍给药后,一定程度上会抑制脑缺血再灌注大鼠血浆中SOD和CAT的降低。各PK-PD模型均采用Sigmoid-Emax模型,拟合结果与实测数据之间相关性良好,R值均大于0.85。结论养阴通脑颗粒主要有效部位配伍对模型大鼠体内的药动学行为和抗氧化指标具有一定影响;中药复方多成分药物代谢动力学可采用总量统计矩和综合评分法进行研究;PK-PD结合模型可用于中药复方多成分药动学与药效学之间相关性的评价与预测。     

基于Andersen行为模型的消化道肿瘤患者支持性照顾需求现状及影响因素分析

目的调查消化道肿瘤患者的支持性照顾需求现状并分析其影响因素。方法于2019年1—10月间,采用便利抽样的方法,抽取重庆市三峡中心医院内消化道肿瘤患者共370例,采用一般资料调查表、癌症病人支持性照顾需求简明问卷(SCNS-SF34)、医院焦虑和抑郁量表(HADS)、社会网络支持量表(LSNS)进行问卷调查。以Andersen行为模型为基础,将调查内容中关于消化道肿瘤患者支持性照顾需求的影响因素分别纳入倾向性因素、使能因素和需求性因素中,构建4个线性回归模型进行分析,并检验各模型的拟合优度,采用多元线性回归分析消化道肿瘤患者支持性照顾需求的影响因素。结果共发放问卷370份,回收有效问卷365份,有效回收率为98.6%。365例消化道肿瘤患者支持性照顾需求总均分为(3.42±0.54)分,其中生理与日常生活需求>健康信息需求>照顾与支持需求>心理需求>性需求。多元线性回归分析结果显示:倾向性因素中年龄、婚姻状况,使能因素中的家庭平均月收入、疾病负担能力、社会网络支持,需求性因素中的病程、疾病分期、疼痛情况、焦虑程度、抑郁程度是消化道肿瘤患者支持性照顾需求的主要影响因素(P<0.05)。结论消化道肿瘤患者有较高的支持性照顾需求,其需求受多种因素的影响,建议临床医护人员针对不同需求患者进行针对性满足,并对不同影响因素进行综合考量并加以分类分析。     

OSAHS患者模型的人体上呼吸道形态及气流动力学研究

目的 通过阻塞性睡眠呼吸暂停低通气综合征(OSAHS)患者使用口腔矫治器(OA)前后的三维模型的构建,分析OSAHS患者模型的人体上呼吸道形态及气流动力学。方法 通过计算流体力学(CFD)技术,研究上呼吸道形态、气流速度、压力分布及气道阻力。结果 患者戴用OA后口咽及腭咽面积明显增大,上呼吸道的最狭窄区域腭咽下界处面积增大明显。患者的上呼吸道内气流流速在戴用OA前变化剧烈,并在戴用OA以后平稳下来;在上气道咽腔最狭窄区域处,最大速度在戴用OA前为11. 076 m/s,戴用OA后则为8. 102 m/s,降低幅度为26. 85%。OSAHS患者呼吸时,在其气道狭窄附近压强剧变,使气道阻力增大;而在戴用OA后,其上呼吸道内压力均匀分布,气道狭窄区域的负压有明显降低,最小压力由-82 Pa降低到-57 Pa。上呼吸道阻力在OSAHS患者气道狭窄部位附近剧烈变化,而戴用OA后,气流对气道壁的剪切应力的影响趋势一致,患者的咽腔气流阻力下降了43%,使得空气更容易流经气道。结论OA通过扩张OSAHS患者上呼吸道,使气道内气流动力学特征得到改变,使得上气道形态与功能更加相适应。     

监测数据统计分析模型在生态学研究中的应用

近年来，环境监测、疾病监测等各种监测网络不断健全，监测系统成为开展生态学研究的重要数据来源。监测数据类型包括了横断面数据、时间序列数据和面板数据，涉及暴露、结局和混杂3个维度。针对该数据的信息属性和结构特点，相关统计学方法逐渐发展完善，出现了一些新的方法、模型。基于数据的时空属性，本文对监测数据在生态学研究中常用模型的原理、适用条件及优劣进行了综述。     

自我控制的力量模型检验:葡萄糖补给量对运动员自我损耗的影响

目的:探讨葡萄糖补给量对运动员自我损耗的影响,进而检验自我控制的力量模型。方法:预实验采用单因素组间设计,自变量为损耗状态,包括损耗组和非损耗组,协变量为前测血糖值,因变量为损耗后的血糖值。正式实验采用单因素组间设计,自变量为葡萄糖补给量,包括0 g、10 g、25 g和40 g四个水平,因变量为Visual-CCPT任务虚报数、漏报数和反应时。结果:多元检验结果显示,葡萄糖补给量主效应显著,P=0.001,η2=0.133。葡萄糖补给量在漏报数上主效应不显著,P=0.903;在反应时上主效应不显著,P=0.313;在虚报数上主效应显著,P<0.001,η2=0.324。事后检验发现,补给水组与补给10 g葡萄糖组在虚报数上差异显著,P<0.001,η2=0.302;与补给25 g葡萄糖组在虚报数上差异显著,P<0.001,η~2=0.005;与补给40 g葡萄糖组在虚报数上差异不显著,P=0.718。补给10 g葡萄糖组与补给25 g葡萄糖组在虚报数上差异不显著,P=0.647;与补给40 g葡萄糖组在虚报数上差异显著,P=0.001,η~2=0.011。补给25g葡萄糖组与补给40 g葡萄糖组在虚报数上差异显著,P<0.001,η2=0.023。结论:自我控制导致运动员血糖下降,补给10 g和25 g葡萄糖均可提升运动员自我控制能力,过量补给则不能缓解自我损耗效应,这提示自我控制资源的储备是有限且保持相对平衡的,佐证并支持了自我控制的力量模型。