我国生殖内分泌相关肿瘤与环境污染的生态学相关研究

目的分析我国生殖内分泌肿瘤与环境污染的关系。方法通过中国疾病监测系统收集145个监测点1991-1999年女性乳腺癌、卵巢癌、男性前列腺癌以及睾丸癌的死亡资料,同时收集对应监测点的环境监测资料和地理面积资料。运用单因素方差分析(ANOVA)、多因素方差分析(MNOVA)以及Poisson回归模型,分析1991-1999年上述肿瘤与环境监测数据的相关性。结果我国生殖内分泌肿瘤死亡率高的地区主要分布在东部沿海地区;城市的生殖内分泌肿瘤死亡率显著高于非城市(包括县和农村地区,F>4.67P<0.05)与内分泌肿瘤相关的主要环境因素为单位面积废水排放量(乳腺癌:OR=1.619P<0.05卵巢癌及其他附件肿瘤:OR=2.077P<0.05前列腺肿瘤:OR=1.697P<0.05)和大气环境质量(乳腺癌:OR=1.303P<0.05卵巢癌及其他附件肿瘤:OR=1.628P<0.05前列腺肿瘤:OR=1.572P<0.05睾丸肿瘤:OR=1.771P<0.01)。结论环境污染可能与生殖内分泌相关肿瘤发生有关;废水和废气排放可能是导致内分泌相关肿瘤发生的原因之一,尤其是环境内分泌干扰物(EDCs)污染外环境的主要途径。     

尿道下裂与环境污染的关系-Poisson回归模型与GM(1,N)模型结合分析

目的：分析我国尿道下裂与环境污染的关系。方法：利用已收集的全国31个省市1988～1992年和1996～2000年的男性尿道下裂监测资料以及1987～1992年和1995～2000年的环境因素监测资料，同时采用收集的各省地理面积资料，建立多元Poisson回归模型和GM(1，N)模型，对1988～2000年尿道下裂的发生与1987～2000年环境监测数据的相关性进行分析。结果：与尿道下裂相关的主要环境污染因素为单位面积废水排放量x1(OR=1．352，P=0．006)和单位面积农药使用量x2(OR=1．378，P=0．001)；对尿道下裂发生率建立的GM(1，N)模型为m(t 1)=(5．8215—0．00068X1-0．1226x2)e^-1.4602t 0．00068x1 0．1226x2。结论：废水排放和农药使用是我国尿道下裂发生的环境危险因素。     

中国女性肿瘤家族史与乳腺癌发病风险关系的meta分析

目的:研究我国女性乳腺癌家族史或肿瘤家族史与乳腺癌发病风险的关系和关联强度,为拟合构建中国女性乳腺癌发病风险评估模型提供数据支持。方法:采用meta分析方法对近30年来国内有关乳腺癌家族史或肿瘤家族史与乳腺癌发病关系的文献资料进行定量综合分析,计算合并比值比OR值及其95%CI。结果:综合39篇文献结果,得出乳腺癌家族史与乳腺癌发病关系的合并OR值为2.76(95%CI:2.60～2.94),肿瘤家族史与乳腺癌发病关系的合并OR值为2.23(95%CI:1.86～2.67)。结论:乳腺癌家族史或肿瘤家族史都与乳腺癌发病中等相关,属于乳腺癌发病的高风险人群。     

T1期乳腺癌腋窝淋巴结转移与临床病理特征间的关系及转移相关影响因素分析

目的 探讨T₁期乳腺癌腋窝淋巴结转移与临床病理特征间的关系,分析影响T₁期乳腺癌腋窝淋巴结转移的危险因素,为患者制定合适的外科治疗方案提供依据。方法 回顾性分析宁夏医科大学总医院2008年1月至2017年12月收治的1 884例经病理确诊、首次治疗为手术治疗的女性乳腺癌患者的临床资料,T分期明确的乳腺癌患者共1 816例,且其中T₁期乳腺癌707例;腋窝淋巴结转移情况明确的乳腺癌共695例,将其中220例发生转移的患者作为转移组,475例未发生转移的患者作为未转移组。统计2008—2017年期间T₁期乳腺癌发生情况及腋窝淋巴结转移情况;对转移组与未转移组患者的临床病理特征进行单因素分析,并采用多因素Logistic回归分析筛选影响T₁期乳腺癌腋窝淋巴结转移的相关独立危险因素。结果 2008—2017年10年间T分期明确的1 816例乳腺癌中T₁期为707例,占比38.9%(707/1 816),T₁期乳腺癌比例呈逐年升高趋势,2008...     

基于多变量GM(1,N)灰色模型的2009—2015年河南省恶性肿瘤死亡预测

目的 探索河南省环境因素与肿瘤死亡关系,并以此建立恶性肿瘤死亡灰色预测模型。方法 基于2009—2015年河南省居民肿瘤死亡率数据及2000—2015年环境污染数据,采用灰色关联分析方法,对环境因素与肿瘤死亡的相关性及环境污染致肿瘤死亡的潜伏期做定量分析。并建立灰色预测模型,与传统Poisson回归模型对比,择优预测恶性肿瘤死亡率。结果 环境污染指标与肿瘤死亡率关联强度排序为烟(粉)尘>废水>二氧化硫>化学需氧量>工业固体废物>氨氮排放,致居民肿瘤死亡的潜伏期依次分别为8、0、5、6、9、4年。Poisson回归模型、GM(1,4)模型,时滞改进GM(1,4)模型的平均绝对百分误差分别为15.11%、4.94%和4.29%。时滞改进GM(1,4)模型预测2016、2017年河南省恶性肿瘤死亡率分别为157.97/10万、156.41/10万。结论 烟(粉)尘等环境污染指标与肿瘤死亡密切相关,且环境污染具有滞后效应,可根据环境污染指标预测肿瘤死亡并制定肿瘤长期防治策略。     

我国生殖内分泌肿瘤的时间及地理分布研究

目的　分析我国女性乳腺癌、卵巢癌 ,男性前列腺癌以及睾丸肿瘤死亡率的时间变化趋势和地区分布特点。方法　收集全国慢性病死亡监测系统 14 5个监测点 1991～ 1999年上述 4类肿瘤死亡的监测数据 ,运用GM (1,1)法拟合及预测肿瘤的时间变化趋势 ;收集 1999年度全国 31个省、自治区及直辖市的粮食总产量和工业废水、废气和固体废物排放总量资料 ,用K -means聚类分析方法对地区进行分类 ;运用方差分析法比较各分类地区的内分泌肿瘤死亡密度。结果　全国乳腺癌死亡率随监测时间呈上升趋势 ,GM (1,1)模型为 :^y(t+1) =(1.5 2 9+47.2 9)e0 .0 2 74T-4 7.2 9;工业污染重的地区乳腺癌死亡率显著高于污染轻的地区 (P <0 0 5 ) ;粮食产量高和工业污染重的地区乳腺癌死亡率随监测时间呈上升趋势。结论　我国乳腺癌可能与外环境工农业污染有关 ,尤其可能与环境内分泌干扰物(EDCs)污染有关。     

长沙市甲型H1N1流感大流行期间气象影响因素的研究

任何一种传染病的发生、发展和传播都是病原体和宿主、病原体和外界环境(自然因素、社会因素)相互作用的结果[1],局部地区的气候等自然因素往往通过对人们的生活习性、机体抵抗力以及病原体的存活、传播和致病性的影响,进而对当地疫病发生和发展产生一定程度的影响[2-4].     

长沙市甲型H1N1流感大流行期间气象影响因素的研究

任何一种传染病的发生、发展和传播都是病原体和宿主、病原体和外界环境(自然因素、社会因素)相互作用的结果[1],局部地区的气候等自然因素往往通过对人们的生活习性、机体抵抗力以及病原体的存活、传播和致病性的影响,进而对当地疫病发生和发展产生一定程度的影响[2-4].     

甲型H1N1流感疫苗免疫效果及影响因素研究

目的了解学生大规模接种甲型H1N1流感疫苗的免疫效果及影响因素,为探索甲型H1N1流感免疫策略和防控措施提供科学依据。方法分别对344名中学生在甲型H1N1流感疫苗接种前及接种后1个月采集血清标本,进行抗体水平的检测。并收集中学生在接种疫苗前季节性流感疫苗接种史、流感样症状等有关流行病学信息,评价甲型H1N1流感疫苗的免疫效果及影响因素。结果 344名中学生在免前H1N1流感抗体几何平均滴度(GMT)为1∶16.97(95%CI:1∶14.49~1∶19.86),抗体阳性率为36.50%(95%CI:31.35%~41.89%);免后GMT为1∶167.41(95%CI:1∶145.08~1∶193.18),阳性率为89.91%(95%CI:86.19%~92.91%),阳转率为72.54%(95%CI:67.76%~77.32%),均明显高于免前。接种疫苗前3个月的季节性流感疫苗接种史、流感样症状史等因素分组后,各组间免疫学效果指标间差异无统计学意义(P>0.05)。结论接种甲型H1N1流感疫苗后免疫成功率70%以上,符合欧盟和美国FDA的有关规定,免疫效果良好。季节性流感疫苗接种史、流感症状史等对疫苗的免疫学保护效果无明显影响。     

2009年深圳市龙岗区甲型H1N1流感聚集性疫情分析

目的了解深圳市龙岗区甲型H1N1流感聚集性疫情流行特点。方法通过深圳市龙岗区流感监测网络,收集整理甲型H1N1流感聚集性疫情资料;利用反转录-聚合酶链反应技术检测甲型H1N1流感病毒。结果 2009年共发生甲型H1N1流感聚集性疫情62起,流感样病例811例,总罹患率为6.60%。疫情主要发生在9-11月（占88.71%）,学校累计报告57起,占91.94%。各起疫情平均报告时间为1～7d,中位数为3d。甲型H1N1流感疫情持续时间为2～23 d,中位数为7 d;季节性流感疫情持续时间为2～15d,中位数为4d;差异有统计学意义（P〈0.05）。2009年流感疫情发生时共采样251份,其中阳性162份,阳性率为64.54%。结论深圳市龙岗区2009年甲型H1N1流感聚集性疫情流行强度高于前三年季节性流感平均水平,9-11月是该区甲型H1N1流感样病例暴发疫情的高发季节,以局部暴发为主要特征,学校是高发场所。加强疾病监测,落实防控措施,积极开展健康教育,及早报告有利于疫情及时控制。     

无锡市甲型H1N1流感及季节性流感疫苗接种效果分析

目的调查流感样病例(ILI)和无锡市一般人群中甲型H1N1流感疫苗及季节性流感疫苗的接种情况,评估疫苗接种后对人群的保护效果。方法以无锡市2家哨点医院为基础,采集流感样病例病毒核酸检测阳性的病例作为病例组,共1 529人,同时按照"病例"的电话信息,随机产生电话号码选择、年龄匹配的一般人群作为对照组,共380人。结果病例组甲型H1N1流感疫苗接种率为6.1%(94/1 529),对照组甲型H1N1流感疫苗接种率为12.1%(46/380),两组比较,差异有统计学意义(P0.01);甲型H1N1流感病例中接种甲型H1N1流感疫苗的比例为12.5%(3/24),门诊检测阴性的ILI病例接种甲型H1N1流感疫苗的比例为6.1%(78/1 273),"接种甲型H1N1流感疫苗"因素的OR值为0.457(P=0.201);以电话调查一般人群(330例)作为对照组,接种甲型H1N1流感疫苗的比例为13.3%(44/330),OR值为1.077(P=0.908)。结论该次调查说明接种甲型H1N1流感疫苗对预防流感样病例有一定效果,但由于样本量较少,24种方法病例对照分析均未得出差异有统计学意义。     

人口流动强度与甲型H1N1流感和人感染H7N9禽流感流行的相关性研究

目的 探讨人口流动强度与甲型H1N1流感（简称H1N1）和人感染H7N9禽流感（简称H7N9）的流行关系的模式。方法 利用2009年H1N1监测数据和2013年至2017年2月的H7N9监测数据,采用秩相关、主成分分析、Getis-Ord Gi*热点分析和对应分析探讨人口流动强度与上述两种传染病流行的相关关系。结果 人口流动强度与H1N1和H7N9的发病数均呈正相关。家禽出栏量与H7N9的发病数和人口流动强度也呈正相关。人口流动强度分别与H1N1（〖XC小五号.EPS;P〗=43.40,P<0.0001）和H7N9（〖XC小五号.EPS;P〗=51.82,P=0.0010）的热区位于对应分析图的相同区域,且均存在相同级别的热区聚集在一起,提示人口流动强度与这两种疾病均存在一定的对应关系;家禽出栏量和H7N9的热区位于对应分析图的相同区域,且热区级别大致一一对应,即存在相对严格的对应关系（〖XC小五号.EPS;P〗=36.47,P=0.0140）。人口流动强度与家禽出栏量也存在一定的对应关系,两者的热区位于对应分析图的同一区域（〖XC小五号.EPS;P〗=32.26,P=0.0410）。结论 人口流动强度与H1N1的暴发流行有相关关系,而人口流动强度与H7N9的流行关系是一种典型的“人-物流”的动物源性的传染病模式。     

珠海市斗门区人群甲型H1N1流感病毒抗体影响因素分析

目的了解珠海市斗门区人群甲型H1N1流感病毒感染状况及抗体水平,探讨影响普通人群血清甲型H1N1流感病毒抗体阳性的因素。方法采用多阶段随机抽样方法,从斗门区2个镇选取480人进行问卷调查,并采集血液标本进行甲型H1N1流感病毒血凝抑制（HI）检测。结果甲型H1N1流感抗体阳性人数为110人,阳性率为22.92%（110/480）。单因素和多因素二项Logistic分析均显示职业、接种甲型H1N1流感疫苗、调查前曾患过感冒与血清甲型H1N1流感病毒抗体阳性有关。结论珠海市斗门区人群甲型H1N1流感病毒抗体水平不高。接种甲型H1N1流感疫苗是预防甲型H1N1流感的重要手段。