广东省登革热流行与气候因素变化的相关性

目的 :探索登革热发病与伊蚊种群动态变化和气候因素的关系 ,为登革热的防治和监测提供科学依据 .方法 :收集广东省 1990 / 2 0 0 1年的登革热发病资料 ,收集了潮州市的1995 / 2 0 0 1年伊蚊媒介监测资料及同期的平均气温、最低气温、最高气温、日照时间、降雨量、相对湿度等气象资料 ,用相关分析和多元逐步回归分析的方法进行分析 .结果 :与媒介伊蚊密度有关的气象参数是 :降雨量、日照时间、降雨天数、平均气温、最低平均气温、相对湿度 ;经逐步回归分析得到回归方程 :Y^BI=2 4 80 0 +0 82 6X1+0 0 2 0X2 - 0 4 18X3 其中X1代表最低平均气温、X2 代表降雨量、X3 代表相对湿度。登革热发病的Logistic回归方程 :p (I) =1/ [1+e( -7 850 + 0 3 9IB) ].结论 :气侯因素对伊蚊媒介密度的影响是复杂的 ,主要影响因素是最低平均气温、降雨量、相对湿度 ;影响登革热发病的主要因素是伊蚊密度 (BI) .     

石家庄市气象因素与手足口病流行的关系研究

目的探讨石家庄市气象因素与手足口病发病之间的关系,为预测石家庄市手足口病发病提供依据。方法收集2009—2011年石家庄市每月气象资料(气温、露点、气压、降水量、风速)和手足口病发病资料,使用SPSS 17.0统计软件对气象因素和手足口病发病资料进行相关和回归分析。结果 2009—2011年每月平均气温与手足口病发病数呈正相关(r=0.614,P=0.033);平均气压与手足口病发病数呈负相关(r=-0.688,P=0.013);平均露点、平均降水量、平均风速与手足口病发病数无线性相关性(P>0.05)。选择平均温度(X1)、平均露点(X2)、平均气压(X3)作为自变量,代入多元线性回归模型,采用stepwise法进行多因素分析。结果显示,回归方程为Y=247713.701-64.830X1-33.988X2-241.515X3,回归方程有统计学意义〔模型复相关系数=0.784,决定系数(R2)=0.615,F=8.985,P=0.013〕。对3个自变量进行筛选显示,气压与手足口病发病数间的线性依存关系有统计学意义(P<0.05),气温、露点与手足口病发病数间线性依存关系无统计学意义(P>0.05)。结论气象因素与手足口病发病关系密切,深入探讨气象因素与手足口病流行的关系,对于建立疾病早期气象预警系统具有重要意义。     

气候因素用于白纹伊蚊密度预测的探索

目的探索根据气温、降雨等气象资料预测白纹伊蚊种群密度的方法。方法寻找气温、降雨量等气象参数与白纹伊蚊幼虫种群密度指数之间的关系,采用SPSS软件对其进行分析并建立回归方程。根据回归方程推算白纹伊蚊种群密度并与实际监测数据进行比较,验证其准确性。结果根据月均气温及降水量推算的蚊虫密度值与实际监测数据十分接近。结论根据月平均气温和月降水量可以较为准确地预测白纹伊蚊幼虫密度,从而为登革热等虫媒传染病疫情的预警提供参考依据。     

伊蚊诱捕器监测法在社区蚊媒监测中的应用

目的 探讨伊蚊诱捕器监测指标与传统蚊媒监测指标之间的关系,并分析气候因素对伊蚊密度的影响.方法 利用伊蚊诱捕器在广州市海珠区某社区对蚊媒密度进行为期11个月的常规监测.对伊蚊诱捕器监测指标与传统指标进行相关回归分析,并对气候因素(温度、湿度)与伊蚊密度进行回归分析.结果 伊蚊诱捕器监测指标诱蚊指数、诱卵指数、诱蚊诱卵指数与传统指标(布雷图指数)之间具有相关性(r=0.758,P=0.007;r=0.667,P=0.025;r=0.758,P=0.007),并得回归方程Y=1.045+0.677a-0.590b(Y:布雷图指数,a:诱蚊指数,b:诱卵指数);对气候因素与伊蚊密度进行回归分析,得到:Y=-18.358+ 1.297a(Y:白纹伊蚊总数,a:温度);Y=-702.837+47.035a(Y:蚊卵总数,a:温度).结论 伊蚊诱捕器监测指标与传统指标之间具有相关性,伊蚊诱捕器监测法的可信性较强,同时,气候因素是影响伊蚊密度的重要因素.     

广州市海珠区2015年工地伊蚊孳生情况分析

目的 了解不同类型工地伊蚊孳生地的分布特点及其影响因素,为制定工地登革热媒介控制措施和策略提供科学依据.方法 2015年随机抽取12条街道,进行工地伊蚊密度横断面调查,计算容器指数(Container Index,CI),并评价蚊媒风险.结果 海珠区共调查88个工地,平均容器指数M(Pu,P75)为15(0,40),城乡结合地区显著高于城区(Z=40.06,P＜0.001);闲置工地平均容器指数最高,小型工地则最低,大中型、小型和闲置工地间有显著性差异(Z=12.38,P=0.002);此外,蚊媒风险评估,工地达标率仅36.36％.结论 海珠区工地伊蚊媒介密度较高,存在登革热爆发风险,因此,必须加强工地蚊媒控制,坚持卫生环境、清除孳生地和定期灭蚊等有效措施,才能有效防控登革热疫情.     

广州市海珠区登革热流行强度与社区空间因素的相关性研究

目的探索广州市海珠区登革热流行强度与社区空间因素的相关性,为制定登革热控制策略提供科学依据。方法收集2014年广州市海珠区各社区居委会人口密度、平均年龄、人均居住面积、公共绿地面积、庭院内绿地面积和平均楼龄等资料,分析其对当年登革热流行强度的影响。结果广州市海珠区2014年登革热平均发病率为3.40‰,多因素分析:庭院内露天绿地面积越大(OR=5.23)、公共绿地面积越小(OR=0.23)、人口平均年龄越大(OR=1.12),登革热流行强度越大(P0.05)。结论社区人口和环境等空间因素对登革热流行的影响是复杂的,主要影响因素是庭院内露天绿地的孳生地、老年人的生活习惯,防控策略应结合当地社区情况有针对性地制定。     

基于“3年化疫”理论探讨气象因素与北京地区痢疾发病的关系

目的 基于“3年化疫”理论研究北京地区痢疾发病与3年前及当年气象因素的相关性.方法 利用北京地区1970-2004年35年的痢疾发病数据和同期气象数据,进行相关和回归的统计学分析,探讨痢疾发病与3年前及当年气象因素之间的相关性.结果 痢疾发病与3年前的气温、风速和相对湿度具有显著相关性,且具有统计学意义(P＜0.05);进入逐步回归方程的是二之气的风速,回归方程为Y=-260 768.31+113 844.99X2(2).痢疾发病与当年的气温和风速具有显著相关性,且具有统计学意义(P＜0.05);进入逐步回归方程的是初之气的风速,回归方程为y=-175 561.65 +89 055.08X2(1).结论 痢疾发病与3年前的气候变化具有相关性,“3年化疫”理论可用于痢疾发病的预测.     

疟疾与气候因素关系的分析

目的根据邳州市2001～2006年气象资料与疟疾发病的情况,探讨气候因素对疟疾发病率的影响及其相关性,为实施疟疾防治工作提供基础数据。方法收集邳州市2001～2006年疟疾发病资料及同期的平均气温、最高气温、最低气温、降雨量、相对湿度、蒸发量、总云量、日照时间、低云量等气象资料,运用SPSS 11.5统计软件建立数据库,对疟疾疫情与各气候因素的关系进行相关分析和多元逐步回归分析。结果 2001～2006年邳州市疟疾发病率(Y)与同期平均气温、最高气温、最低气温、降雨量、相对湿度、蒸发量、总云量有较高的正相关关系,与日照时间、低云量无关,各气候因子之间相关关系显著。回归方程为Y=-0.479+0.007X1+0.75X2(,X1、X2分别代表最低平均气温和相对湿度)。结论气候因素影响着疟疾发病率变化,尤其是月平均最低温度和湿度,从而成为影响疟疾发病的主要气候因素。     

气象因素对乌鲁木齐慢性支气管炎患者急性发作的影响

目的：探讨新疆乌鲁木齐地区2009-2013年慢性支气管炎患者急性发作情况与气象因素变化的相关性,为预防慢性支气管炎急性发作提供依据。方法收集新疆维吾尔自治区中医医院2009-2013年各月因慢性支气管炎急性发作住院治疗的本地患者7761例次。同时收集乌鲁木齐市2009-2013年各月的平均气温、平均降水量、平均日照时数、平均风速、平均气压及月最高、最低温度差值。分析各气象因素与慢性支气管炎发病的相关性,利用多元逐步回归分析筛选出对慢性支气管炎发病有显著影响的气象因素,并建立回归方程。结果乌鲁木齐地区慢性支气管炎急性发作与月平均气温(r=-0.725)、平均日照时数(r=-0.605)、平均风速(r=-0.604)呈显著负相关;与平均气压(r=0.859)、平均空气湿度(r=0.618)及最高、最低温度差值(r=0.636)呈正相关,与月平均降水量(r=0.022)无显著相关性。采用多元线性回归的逐步回归筛选法,得到慢支(Y)关于气压(X1)、日照时数(X2)的回归方程为：Y=-21102.735+21.122X1+0.895X2。结论对乌鲁木齐地区慢性支气管炎急性发作住院患者人数产生影响的气候因素包括气温、气压、湿度、风速、日照时数等多个因素,月最大温差为新疆特有的影响慢性支气管炎急性发作的气象因素。     

合肥市1999～2009年间日疟与气象因素关系研究

目的 探讨合肥市1999-2009年度间日疟发病的季节性及其气象因素的关系,为预防和减少合肥市间日疟病例的发生提供理论依据.方法 以1999年1月至2009年12月合肥市间日疟确诊717例病例为研究对象,应用集中度和圆形分布法对疟疾发病进行季节性分析;应用相关分析和多元逐步回归分析合肥市间日疟与各种气象因素之间的关系.结果 合肥市1999～2009年11年累积间日疟发病有明显的季节性(P＜0.01),除了2000年以外,其它各年份发病均有明显的季节性(P2001＜0.05,P其余＜0.01),各年份发病高峰日不相同或不全相同(F=13.8946,P＜0.01).平均高峰日为8月19日,发病高峰日最早出现在1999年7月12日,最晚出现在2002年9月17日,两者相差67d.相关分析表明,合肥市间日疟发病率与月均气温、月均最高气温、月均最低气温、发病前1月、2月平均气温、相对湿度、降雨量、发病前1月、2月降雨量、日照时数呈正相关,与月均气压呈负相关.逐步回归方程为Y=-0.03+5.018×10-4X1+4.968×10-4X2(Y、X1、X2分别代表发病率、最低气温和发病前2月平均气温),R2=0.465.结论 疟疾发病具有明显的季节性,气象因素影响着合肥市间日疟的发病变化,尤其是月均气温和最低气温.在以后的预防工作中应充分考虑其发病的季节特点.     

人工神经网络模型用于分析气候因素对白纹伊蚊密度影响的初步探讨

目的 建立人工神经网络预测模型,分析气候因素对白纹伊蚊密度的影响.方法 利用Matlab 7.0软件中的神经网络模块,用广州市1995～2001年各月的平均气压、平均气温、平均相对湿度、平均绝对湿度、平均蒸发量、平均降雨量、日照时间、平均风速等气候数据与白纹伊蚊等级数据建立误差反向传播网络预测模型,并对模型进行验证.结果 神经网络经25次学习和训练,误差从0.305539下降至2.93751×10-14,通过建立的基于气候因素的神经网络模型对白纹伊蚊密度进行预测,其预测符合率为80%.结论 基于气候因素的人工神经网络方法用于预测登革热媒介白纹伊蚊密度是可行的.     

气象对痢疾与伤寒发病的影响

我们对包头市1980～1987年痢疾与伤寒的逐月发病率与逐月平均气温、相对湿度及降水量分别作为自变量(X_1、X_2、X_3),同期的痢疾与伤寒的月发病率(1/万)分别作为因变量(以Y痢与Y伤表示)。在APPLE-E型机上做逐步回归分析。结果如下:1 痢疾与气象因素的关系变量间的相关系数计算结果见表1。选入两个变量α=00.1,F值为4.82。此时建立的回归方程式为:Y痢=-4.5022+0.1654(X_1)+0.2156(X_2)。复相关系数为0.7953,标准估计误差为2.5259。对标准回归方程作方差分析,见表2。查F界值表得F_(0.01)(2.93)=4.82F=80.0561>4.82, P<0.01。因此,回归方程在X=0.05水平上有显著意义。     

广州市气象因素与脑卒中发病的初步研究

目的：探讨气象因素对广州市居民脑卒中发病的影响,尝试建立脑卒中发病的气象预报方程.方法：收集2006年8月1 日至2007年10月22日广州市每日呼叫＂120＂指挥中心救治的脑卒中发病资料数据,及广州市每日气象数据,以脑卒中发病人数作为因变量,以气象因素作为自变量,运用单因素相关分析和多因素逐步回归分析分别考察每日、每周脑卒中发病人数与同期气象因素的关系,找出相关的关键气象因素,建立发病预报方程.结果：1.广州市脑卒中发病有明显的昼夜变化规律.一天中以上午8至12时因脑卒中发病呼叫120人数较多,尤其是上午10时左右为高峰.2.广州市脑卒中的发病有季节性差异.冬春季（12月-5月）相对高发,夏秋季（8月-11月）相对低发.3.广州市脑卒中的日发病人数与当天的日平均气温、日最高气温、日最低气温、日平均水汽压、日平均露点温度呈显著负相关;与日平均气压呈显著正相关（r分别为-0.298、-0.272、-0.311、-0.273、-0.287、0.268）.4.广州市脑卒中周发病人数与气象因素有更高的相关性.5.广州市脑卒中日发病人数的回归方程（预测方程）为：Y日=（19.815-0.230×日最低气温）×1.00008n（n为距离2006年8月1日的天数）.6.广州市脑卒中周发病人数的回归方程（预测方程）为：Y周=（141.451-1.760×日最低气温）×1.00057n（n为距离2006年8月1日的周数,日最低气温为周中位数）.结论：广州市脑卒中发病有季节性和昼夜变化规律;气象因子中日最低气温与脑卒中发病相关性最大.     

目平湖洲滩钉螺的消长及影响因素

目的探讨目平湖洲滩钉螺的消长及影响因素,为控制或消灭钉螺提供科学依据。方法选择目平湖五一村垸外洲滩为试点,收集当地2002-2007年的气象、水位资料,现场观察各年度的钉螺分布、消长及环境变化情况,分析钉螺分布的特点及其与气象、水位、环境变化的关系。结果钉螺分布服从负二项分布,活螺平均密度和年降雨量有显著相关关系（r=0．822,P〈0．01）,其回归方程为Y活螺密度=-24．552＋0．066X降雨量。2003-2005年,各年度气温、湿度、降雨量和日照时间无明显变化,钉螺密度无显著性差异（P〉0．05）。2006年气温、湿度、日照时间与2003-2005年无明显差异（P〉0．05）,但降雨量减少（3、8～9月）、水位明显下降（8～11月）;同时,2005年洲滩进行了开沟抬垅、封洲植树等人工改造。2006年开始钉螺密度显著下降、钉螺死亡率明显上升（P〈0．01）。结论目平湖（西洞庭湖）每年的气温、湿度、日照时间相对稳定,影响本地洲滩钉螺分布及消长的主要因素是降雨量和地理环境变化。     

疟疾与气候因素关系的分析

目的根据邳州市2001—2006年气象资料与疟疾发病的情况,探讨气候因素对疟疾发病率的影响及其相关性,为实施疟疾防治工作提供基础数据。方法收集邳州市2001—2006年疟疾发病资料及同期的平均气温、最高气温、最低气温、降雨量、相对湿度、蒸发量、总云量、日照时间、低云量等气象资料,运用sPSs11．5统计软件建立数据库,对疟疾疫情与各气候因素的关系进行相关分析和多元逐步回归分析。结果2001～2006年邳州市疟疾发病率（Y）与同期平均气温、最高气温、最低气温、降雨量、相对湿度、蒸发量、总云量有较高的正相关关系,与日照时间、低云量无关,各气候因子之间相关关系显著。回归方程为Y=-0．479＋0．007X1＋0．75X2,（X1、X2分别代表最低平均气温和相对湿度）。结论气候因素影响着疟疾发病率变化,尤其是月平均最低温度和湿度,从而成为影响疟疾发病的主要气候因素.     

广东省佛山市某镇白纹伊蚊密度季节消长情况调查分析

目的 了解和掌握佛山市某镇白纹伊蚊的季节消长情况,为当地开展登革热防控工作提供依据.方法 用诱捕器进行4d为一周期的成蚁诱捕以及诱卵现场实验,并根据季节的诱捕结果估算白纹伊蚊的密度消长情况.结果 2008年秋季至2009年夏季,4次实验共捕获成蚊282只,包括白纹伊蚊161只;收集蚊卵5954个.实验结果显示四个季度之间蚊媒密度的差异具有统计学意义.其中,诱蚊诱卵指数(MOI)(X2=52.172,P<0.000),诱蚊指数(MI)(X2=47.664,P<0.000),诱卵指数(OI)(x2=44.525,P<0.000),诱蚊密度指数(MDI)(F=17.448,P<0.000),蚊卵密度指数(EDI)(F=13.454,P<0.000).结论 当地白纹伊蚊夏秋两季的阳性指数与密度指数均比冬春两季高且差异具有统计学意义.其中,夏末秋初是蚊媒密度的高峰.本次实验结果与传统监测指标所反映的密度变化趋势一致.     

温州地区气象因素与川崎病发病的相关性

目的：探讨气象因素与川崎病（KD）发病的相关性。方法：收集2005年1月至2015年12月温州地区住院的KD患儿资料及该地区气象资料,对每月KD发病人数与同时期该地区气象因素,包括降雨量、风速、日照时长、气温及气压进行相关性分析。结果：2005年1月至2015年12月温州地区约1 956例KD住院患儿纳入本研究,KD发病率以春夏季为高,冬季发病率较低。降雨量与KD发病率成正相关（r=0.217,P＜0.05）,气压、风速与KD发病率成负相关（r=-0.209、-0.652,P＜0.05）,气温、日照时数与KD发病率相关性不显著（P＞ 0.05）。结论：KD的发病与气象因素具有一定相关性。     

2型糖尿病视网膜病变相关危险因素分析

目的:分析深圳市龙华新区2型糖尿病视网膜病变相关危险因素.方法:2013-08～ 2014-08间随机抽取本科门诊就诊并确诊的2型DM患者200例进行横断面描述性研究,患者年龄30岁～85岁.结果:2型DM发病相关危险因素的Logistic回归方程是:Logit (P)=2.437X1+ 2.414X2+1.103X3+ 0.694X4+1.010X5+1.099X6+1.086X7+1.502X8+1.613X9-5.029.其中X1-X9分别代表性别、病程、2型DM视网膜病变家族史、HbA1c、血沉异常、胆固醇异常、收缩压异常、舒张压异常和体重指数异常.结论:深圳市龙华新区2型DM视网膜病变的发病受多种因素影响,尤与性别、病程、2型DM视网膜病变家族史、HbA1c、血沉异常、胆固醇异常、收缩压异常、舒张压异常和体重指数异常相关.     

G6PD活性对登革热患者疾病的影响

目的分析葡萄糖-6-磷酸脱氢酶(G6PD)活性对登革热患者疾病的影响。方法回顾性分析2013-2014年广州市第八人民医院同时进行登革病毒(DENV)基因分型和G6PD活性检测的327例登革热住院病人的临床资料,了解G6PD活性对登革热病情的影响,并进行单因素和多因素Logistic回归分析。结果纳入实验对象的327例登革热住院病人中,43例为G6PD缺乏症患者。登革热患者入院后最低血红蛋白(HGB)与G6PD活性成正相关(P0.000 1,r=0.471 7);G6PD缺乏症患者入院时HGB较正常组明显下降(127 g/L vs. 139 g/L,P=0.005 8),住院期间最低HGB浓度较正常组明显下降(116 g/L vs. 129 g/L, P0.000 1),且下降幅度高于正常组(9 g/L vs. 7 g/L,P=0.032 4),G6PD缺乏症组较正常组有更多的重型病人[7(16.28%)vs. 18(6.33%),P=0.022 2];单因素分析发现:性别、年龄、是否有G6PD缺乏症、最低HGB浓度、最低血小板(PLT)及最高红细胞压积(HCT)为重型登革热的重要影响因素。Logistic回归分析发现最低HGB浓度、最低PLT及是否G6PD缺乏为最重要影响预测因素,纳入3个因素构建函数,ROC曲线分析具有较好的灵敏度及特异性(曲线下面积为0.772,P0.001)。结论 G6PD缺乏症可导致登革热患者HGB浓度明显下降,且与重型登革热的发生相关。     

广州市海珠区1996-2006年登革热流行病学分析

目的了解1996—2006年海珠区登革热的流行特征。方法对1996—2006年海珠区登革热疫情数据采用流行病学方法进行分析。结果海珠区1996—2006年共报告登革热病例131例。年均发病率为1．47／10万,每年发病率波动在0-8．09／10万之间。其中7-11月是发病高峰;20～39岁年龄组年均发病率最高,各年龄组发病率的差异有统计学意义（Χ^2=25．229,P〈0．001）。结论登革热具有周期性发病率上升的流行特点,其发病率与当地人群的易感性和蚊媒密度有关。