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篇1

摘要： 骨骼肌的力學性能是決定力量素質的基礎。本文從骨骼肌的力學特性出發,采用不同的間歇時間，觀察離體骨骼肌的力量變化。結果表明，訓練6周后，骨骼肌的相對力量比對照組增加22.64%；間歇20秒后骨骼肌的相對力量下降7.78%，恢復效果最好。

Abstract: The mechanical properties of skeletal muscle is the basis for the quality of the strength. From the mechanical properties of skeletal muscle, this paper used different intermittent time to observe the changes in the strength of isolated skeletal muscle. The results showed that after 6 weeks of training, the relative strength of skeletal muscle was increased by 22.64%; the relative strength of skeletal muscle declined 7.78% after 20 seconds intermittent, which had the best recovery effects.

關鍵詞：間歇時間 骨骼肌 力學特性

Key words: intermittent time；skeletal muscle；mechanical properties

中圖分類號：R2 文獻標識碼：A文章編號：1006-4311（2011）19-0308-02

0引言

力量素質是各項體育運動的基礎，特別對于力量性項目，起著至關重要的作用。而骨骼肌的力學性能是決定力量素質的基礎。近年來，骨骼肌的力量訓練方案、運動量、運動強度的研究已相當廣泛，但訓練界大多從生理、生化角度探討對整體運動能力影響，而對力量性項目中的主要器官──肌肉的研究相對較少。本文從骨骼肌的力學特性出發，采用不同的間歇時間，觀察骨骼肌的力量變化。此種方法的研究將給該領域的研究開辟新的途徑，注入新的活力。

1研究對象

成年Sprague-Dawley雄性大鼠40只，體重為200-220g，兩月齡，標準飼料分籠喂養，自由飲食。室內溫度18～20°C，相對濕度50%±10%。

2研究方案

2.1 訓練方案

2.1.1 動物分組將40只大鼠按體重分層，隨機分為2組，正常對照組（NC）20只，力量訓練組（PT―Power training）20只，練6周，每周測量大鼠體重、體長。

2.1.2 訓練安排根據本實驗的特點──力量訓練采用電鼠籠（生理刺激器：波形―方波，頻率―50Hz，電壓―20-50V）刺激大鼠進行跳躍訓練[1]。PT組（20只）動物均先進行1周的預訓練，學習跳躍運動。以后隔天訓練1次，共進行6周。運動量和運動強度具體安排見表1。

2.2 實驗儀器與測量方法

2.2.1 主要儀器電鼠龍、MULTI TELEMETER511（日本）4導記錄儀、張力換能器、生理電刺激儀、ACS-ZJ型雙面電子計重秤。

2.2.2 測量方法

2.2.2.1 肌肉試件的制備實驗前先測量大鼠的體重，然后用2%巴比妥鈉（100ml/kg），腹腔皮下注射醉麻大鼠。在生活狀態下，分離出完整的腓腸肌，用斷骨鉗距腓腸肌近側附著點2cm處剪斷股骨，從小腿的中部剪斷脛腓骨[2]，將其放入樂氏液中（溫度30℃）。整個過程在5分鐘內完成。

2.2.2.2 腓腸肌最大等長收縮力的測試測試前對記錄儀進行標定，然后將制備好的腓腸肌試件固定好。標本放置在內有30℃的樂氏液肌槽內；標本的一端固定，另一端用細線和張力換能器相接；張力換能器與四導生理記錄儀相連；用生理電刺激儀刺激（頻率60c/s，波寬0.3ms，振幅60v，波型方波，復刺激）腓腸肌，使之發生強直收縮[3]，記錄儀在記錄紙上描記出收縮力曲線，根據曲線讀出力值大小；每個間歇時間段選用5個樣本。

2.3 數據處理本研究數理統計采用國際通用的統計軟件SPSS中的單因素方差分析，組間相互比較采用LSD法檢驗。

3實驗結果

3.1 大鼠訓練過程中體重變化NC組的體重前5周呈直線上升，第6周后上升速度趨緩但始終是上升的趨勢；PT組在訓練2周后體重增加趨緩，訓練6周后體重有所下降。

3.2 力量訓練對骨骼肌的影響結果

3.2.1 訓練6周后大鼠腓腸肌最大等長收縮力變化大鼠訓練6周后最大等長收縮力/體重值增加22.64%，經LSD檢驗差異非常顯著。具體情況見表2。

3.2.2 不同間歇時間大鼠腓腸肌最大等長收縮力變化

3.2.2.1 正常對照組不同間歇時間大鼠腓腸肌最大等長收縮力變化

3.2.2.2 訓練組不同間歇時間大鼠腓腸肌最大等長收縮力變化4分析與討論

4.1 決定肌肉力量的生物學因素影響力量素質的因素是多方面的，概括起來主要包括：肌肉因素，神經調節因素（大腦的興奮性；突觸的傳遞速度；神經肌肉興奮傳遞；運動單位的募集等），骨杠桿的機械效率（肌肉的協同作用；關節的角度等）等[4]，其中最關鍵的是肌肉因素。關于肌肉的收縮機理，肌肉收縮的微絲滑動學說已得到廣泛的承認和應用。ATP是肌肉活動的直接能量來源：首先神經活動需要ATP，Ga2+ 泵、Na+ 、K+泵離不開ATP，ATP水解釋放能量是促使肌絲滑行的直接動力。而人體骨骼肌細胞中ATP儲量少（4.7～7.8mmol/kg濕肌），運動訓練也不能明顯增加ATP儲量，肌細胞也不能直接吸收血液或臨近細胞的ATP。ATP消耗后的恢復速度是影響運動能力的最重要因素，而骨骼肌細胞內可以提供能量合成ATP的分解代謝途徑主要有三條：①磷酸肌酸（CP）分解釋放能量合成ATP，由ATP和CP分解反應共同構成磷酸原供能系統；②肌糖原和葡萄糖分解生成乳酸的過程中，釋放能量合成ATP，構成不需要氧的糖酵解系統；③在有氧條件下，糖、脂肪和蛋白質氧化分解生成CO2和H2O的過程中，釋放能量合成ATP，構成有氧代謝供能系統。這三種供能系統最大功率輸出的次序是磷酸原>糖酵解>糖有氧氧化>脂肪酸氧化，其下降速率接近50%。在運動中供能系統的最大功率輸出與人體運動的最大輸出功率基本一致[5]。快速力量要求人體有較大的輸出功率，這就決定了其供能形式只能是以磷酸原和糖酵解供能為主。

4.2 骨骼肌最大等長收縮力變化規律為了研究骨骼肌力量的變化規律，我們測試了大鼠離體腓腸肌的最大等長收縮力，用其相對值（最大等長收縮力/體重）間接反映骨骼肌快速力量的變化。實驗表明：肌肉的相對力量在訓練6周后與對照組相比增長22.64%。間歇10秒后，肌肉的相對力量下降了28.24%，這可能由于離體肌肉在經過強直收縮后，能源物質消耗過多，恢復時間短的原因所制。間歇15秒后，肌肉的相對力量下降了17.99%。間歇20秒后，肌肉的相對力量下降了7.78%，已恢復到所選間歇時間段的最高水平，這可能是由于間歇時間合理，能源物質得到了充分恢復。隨著間歇時間的延長，肌肉的相對力量不在增加而是出現下降趨勢。間歇25秒后，肌肉的相對力量下降了8.44%。本實驗中的肌肉相對力量無論間歇時間多長，均沒有恢復到原有水平，亦未表現出運動生理學中提及的超量恢復現象。原因首先可能由于所選樣本是離體肌肉，盡管將離體肌肉放在30℃的樂氏液肌槽內也不能和在體肌的生理條件相匹配，致使肌肉工作的環境條件發生變化，導致肌力下降。其次由于間歇時間長，肌肉的活性以及神經系統的興奮性亦受到影響。第三由于肌肉工作生理條件從機體到樂氏液肌槽內，導致能源物質的恢復受到很大程度的局限。由于動物實驗的局限性我們只能以肌肉的最大等長收縮力的變化來間接的反映不同間歇時間肌肉力量的變化。建議對此應進一步進行人體實驗，以便訓練中合理的安排間歇時間。

5結論

5.1 根據本實驗訓練方案大鼠訓練6周后，肌肉的相對力量（最大等長收縮力/體重值）與對照組相比增加了22.64%。

5.2 依據所選間歇時間段，間歇20秒后肌肉的相對力量與訓練6周后相比下降了7.78%，已恢復到所選時間段的最高水平，恢復效果最為理想。

參考文獻：

[1]李俊平，徐玉明等.常用動物運動模型的方式與發展[J].北京體育大學學報，2006，29（12）：1669-1671.

[2]周里.大鼠骨骼肌急性拉傷的生物力學及組織學研究[D].上海體育學院95級博士畢業論文.1998，12.

篇2

[文獻標識碼] A

[文章編號] 1674-0742（2015）07（b）-0023-02

庫欣綜合癥即皮質醇癥，主要是由于多病因引起以高皮質醇血癥為主要特征的臨床綜合癥，臨床常表現為多血質外貌、滿月臉、向心性肥胖、紫紋等，并可誘發繼發性糖尿病、骨質疏松等，對于中老年患者嚴重影響其生活質量，而對于青少年則可對其身體發育及性成熟等產生不同程度的影響。由于皮質醇具有潴鈉排鉀的作用，當庫欣綜合癥患者表現為血皮質醇指標異常升高時患者可表現為血鉀指標降低，并且機體鈉總量顯著增加，血容量增大，患者血壓上升并出現不同程度的下肢水腫，該組研究整群篩選2013年12月-2015年1月該院收治的庫欣綜合癥患者156例為研究對象，旨在通過對不同血鉀水平的庫欣綜合癥患者進行分析，探討其臨床特點及并發癥發生趨勢。

1 資料與方法

1.1 臨床資料

整群篩選2013年12月-2015年1月該院收治的庫欣綜合癥患者156例，作為研究對象。根據患者血鉀水平將其分為正常組（血鉀始終未低于3.5mmol/L）與低血鉀組（目前或曾經血鉀低或正在接受補鉀治療），其中正常組62例，低血鉀組94例，見表l。納入標準：所有患者對本組實驗完全知情同意；年齡在20歲及以上者；確診為庫欣綜合癥患者。排除標準：原發性血鉀水平異常者；原發性心腦血管疾病患者；惡性腫瘤患者；嚴重心腦血管疾病這。

1.2 研究方法

比較低血鉀組與正常組患者的臨床一般表現，如性別比例、年齡、病程時間等，采集患者清晨空腹血液進行組血清ACTH、F和24h UFC水平檢測，并進行大劑量地塞米松抑制試驗，觀察兩組患者并發癥發生情況，取靜脈血5mL，分離血清后保存于一20℃環境中，采用RI A法進行測定，試劑由天津九鼎公司北方研究所提供，儀器為我院FJ-200 8Gγ計數儀。

1.3 統計方法

采用IBM SPSS 19統計軟件進行數據統計學分析。計量資料采用t檢驗，用（x±s）表示，計數資料采用X2檢驗，P

2 結果

2.1 兩組患者基礎資料比較

正常組男女比例為1：6.75（8：54），低血鉀組男女比例為1：2.13（30：64），性別比較差異有統計學意義（X2=4.429，P=0.038

2.2 兩組患者激素水平比較

所有患者血清促腎上腺皮質激素（adrenocorticotropic hormone，ACTH）和皮質醇（F）都失去正常晝夜節律，低血鉀組不同時點的ACTH和F、24h尿游離皮質醇（24h UFC）均顯著高于正常組，差異有統計學意義（P

3 討論

篇3

一、研究對象與指標

研究對象：本文將網站――中國精彩網址（）所的廣東地區的大學和廣西地區的大學的網站作為研究對象，廣東地區用1表示，廣西地區用2表示。

研究指標：基于可行性的考慮，本文將訪問量、點擊率、總網頁數、總鏈接數、外部鏈接數、外部網絡影響因子、網站建設速度、網站利用效率作為研究指標，共8項。訪問量：此值是測度網站受歡迎程度的有效指標;點擊率：網站的信息內容及服務對用戶的吸引力越大，此值愈大，總網頁數值越大，說明網站的規模和信息量越大;總鏈接數：包括內部鏈接量和外部鏈接量，內部鏈接量反映網站的自組織能力，外部鏈接量則反映網站的影響力;外部鏈接數：此值反映的是網站利用程度的高低和影響力的大小;外部網絡影響因子：是測度網站影響力的最佳指標之一;網站建設速度：反映網站的建設速度;網站利用效率：量度網站利用效率和發展態勢的重要指標。

二、指標數據獲取工具和方法

訪問量、點擊率的數據是通過國務院新聞辦發起，中國互聯網協會主辦，中搜提供技術支持的國家級互聯網網站排名項目“中國網站排名網（.cn）”的“三月平均訪問量”和“三月平均點擊率”來獲取。

總網頁數、總鏈接數、外部鏈接數的數據通過搜索引擎AltaVista獲取，以中山大學為例，檢索式分別為：

Host：

Link：

Link： -Host：

外部網絡影響因子的數據由檢索得到的外部鏈接數與總網頁數相除得到。

網站建設速度、網站利用效率的數據則是通過使用“互聯網檔案館（） ”的“Way Back Machine（時光倒流機器） ”獲取其相對年齡，然后用總網頁數和總鏈接量分別與之相除得到。

各個特征指標的統計特征值通過統計分析工具SPSS16.0獲取。

網絡具有很強的動態性和不穩定性，為了減小由此帶來的數據誤差，我們爭取在兩天內完成了數據的搜集

三、研究思路

本研究依照下面思路進行：

⒈獲取特征指標的數據（限于篇幅，文中不顯示這些數據）。方法和工具如上所述。

⒉填充缺失值：使用SPSS的菜單“TransformReplace Missing Values……”進行。基于很多的原因，通常我們在研究中收集到的數據并不能完整，部分記錄存在缺失數據的情況，即存在空白數據，為了方便進行統計分析，需要將這些缺失值填充替代，以便形成完整的數據序列。SPSS提供了很多種填充缺失值的方法，本研究選用Series mean法，即采用變量所有的非缺失值的均值對缺失值進行填充。

3.獲取特征指標的統計特征值：使用統計分析工具SPSS的菜單“AnalyzeDescriptive StatisticsExplore……”進行。在統計學中，對數據分布的規律，要從三個方面進行描述和測度：一是分布的集中趨勢，即反映各數據集中在什么水平上;二是分布的離散程度，即反映各數離開中心值的趨勢;三是分布的偏態和峰度，即反應數據分布的形態特征。集中趨勢是指一組數據向某一點集中的情況，測度集中趨勢也就是尋找數據一般水平的代表值或中心值，常用的度量集中趨勢的特征值有數值平均數（算術平均數、調和平均數、幾何平均數）和位置平均數（中位數）。離散程度是指一組數據差異程度的情況，常用的度量離散程度的特征值有全距、平均差、標準差和離散系數。偏態和峰態是指一組數據分布的形狀是否對稱，偏斜的程度以及分布的扁平程度，常用的度量偏態和峰態的特征值有偏度和峰度。本文選取了算術平均數、最小值、中位數、最大值、全距、標準差、離散系數、峰度和偏度等9項統計特征值用于對特征指標的數據分布規律的描述，SPSS的輸出結果見下表。

⒋繪制特征指標的數據分布的頻率直方圖：使用SPSS的菜單“GraphsHistogram……”進行。在統計學中，為了直觀和形象地顯示某個變量的數據分布規律性，通常會使用圖形。統計學中使用的圖形類型很多，本研究選擇使用頻率直方圖 （限于篇幅，圖略去），其中橫軸表示所考察的特征指標，并標出各區間上、下限，縱軸表示頻率，以每一組區間為底，以該區間上的頻率為高畫一個長方形。

5.繪制P-P概率圖，確定特征指標的分布函數：使用SPSS的菜單“AnalyzeDescriptive StatisticsP-P…[2] [3]”進行。在統計學里，通常會利用P-P概率圖來確定一個變量的分布函數。所謂P-P概率圖，是以變量的累計概率為橫軸，以指定理論分布的理論累計概率為縱軸描出的散點圖。如果待確定變量來自于指定理論分布總體，則所有的點分布在一條直線附近。本研究分別以13種的概率分布，即Beta（貝塔分布）、Chi-square（卡方分布）、Exponential（指數分布）、Gamma（伽瑪分布）、Half-normal（半正態分布）、Laplace（拉普拉斯分布）、Logistic（邏輯斯諦分布）、Lognormal（對數分布）、Pareto（帕雷托分布）、Student t（t分布）、Weibull（威布爾分布）、Uniform（均勻分布）對兩地區大學網站的各個特征指標進行擬合，確定其數據分布函數。（限于篇幅，圖略去）

6.分析數據，對比研究。

7.得出結論。

四、數據分析及對比研究

⒈從表和頻率直方圖我們發現兩地區的大學網站八個特征指標的數據分布都不符合正態分布規律。無論是廣東地區還是廣西地區，其大學網站的八個特征指標的數據算術平均數均大于中位數，峰度全大于0。除點擊率外，所有特征指標的數據的分布偏度均大于1。

⒉從圖P-P概率圖發現，只有用對數正態分布對所有特征指標的數據進行擬合，P=P概率圖上所有的點才呈現分布在一條直線附近。

⒊流量特征指標的對比研究。廣東地區的大學網站平均訪問量為24.24人/百萬人、平均點擊率為4.89頁/人，而廣西地區的大學網站兩指標的平均值分別為13.24/百萬人和4.51頁/人，根據兩地區的大學網站的兩項指標之間的差距，我們能很確切地指出，廣東地區的大學網站的受歡迎程度和信息內容及服務對用戶的吸引力要高于廣西地區的大學網站。不過，廣東地區的大學網站訪問量的離散系數要遠高于廣西地區的大學網站的。從這一點看，廣東地區不同的大學網站的受歡迎程度差異要遠大于廣西地區的。

⒋鏈接特征指標的對比研究。①廣東地區的大學網站總網頁數的平均值為5353.53，離散系數為1.67，而廣西地區的大學網站同樣指標的平均值為5589.35，其離散系數是1.29，說明廣東地區的大學網站平均規模和信息量相對要小一點，但是廣東地區不同的大學網站的規模的差異較之廣西地區的要大。②廣東地區的大學網站總鏈接數、外部鏈接數、外部網絡影響因子平均值分別為3465.04、2478.20與3.35，廣西地區的大學網站上述特征指標的平均值為2180.18、1352.78與0.63，在絕對量上，前者分別是后者的1.6倍、1.8倍與2.2倍，兩者具有明顯差異，這些差異表明廣西地區的大學網站在自組能力以及影響力方面較之廣東地區的要遜色許多。廣東地區的大學網站總鏈接數的離散系數要小于廣西地區的大學網站的，而另外兩個指標的離散系數就要高于廣西地區的大學網站的，這樣的差異說明廣東地區不同的大學網站自組能力差異要小于廣西地區不同的大學網站，但就影響力而言，廣東地區不同的大學網站的差異相對廣西地區的要大，

⒌速度特征指標的對比研究。廣東地區的大學網站網站建設速度、網站利用效率平均值分別是112.13與42.33，廣西地區的大學網站同樣的特征指標平均值為77.30與25.88，兩者具有顯著差異，這些差異說明廣東地區的大學網站建設速度較之廣西地區的大學網站的要快，利用效率相對也高。兩指標的離散系數也都是廣東地區的大，相對廣西地區，廣東地區不同的大學網站的建設速度和利用效率差異要大一些。

五、結論

通過對兩廣地區的大學網站三大特征（流量特征、鏈接特征和速度特征）指標的數據分布規律的比較研究，我們可以得出以下結論：

⒈兩地區的大學網站各個特征指標的數據分布形狀相似，全為右偏、尖峰分布，而且，除點擊率外所有指標的數據分布都是高偏分布。

⒉兩地區大學網站所有的特征指標的數據均大致符合對數正態分布。

⒊廣東地區的大學網站八個特征指標除總網頁數外，其算術平均數均大于廣西地區的大學網站的，算術平均數反映了一組數據的平均水平。也就是說，廣東地區的大學網站總體來說，無論是建設的速度，受歡迎的程度，還是網站利用效率或者影響力都要高于廣西地區的大學網站的。

⒋廣東地區的大學網站八個特征指標除總鏈接數外，其離散系數均高于廣西地區的大學網站的，離散系數顯示了一組數據差異程度的情況。因此，可以說，相對廣西地區，廣東地區大學網站的發展不是那么均衡，不同大學的網站建設速度、利用效率以及其影響力存在著較大的差異。

參考文獻：

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版社，2003.

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[4]茆詩松.統計手冊[M].北京：科學出版社，2003.

篇4

1 資料與方法

1.1一般資料 從2014年1月1日～10月31日以來，對孝感地區無償獻血者做了ABO血型調查，共統計25504人，其中男15698人、女9806人。年齡18～60歲。符合《獻血者健康檢查要求》。血液標本采用EDTAK2抗凝，5.0ml。

1.2試劑 抗A、抗B標準血清（單克隆抗體） 由上海血液中心提供， 標準A、B、O紅細胞由由上海血液中心提供；儀器為Metis 200-8全自動血庫系統。嚴格按照試劑盒說明書要求進行。

1.3方法 ABO血型采用正反定型試驗：取靜脈抗凝全血。ABO正、反定型，由儀器自動判讀結果。

1.4統計學分析 血型統計采用頻率計數法，不同血型間的比較采用χ2檢驗。

2 結果

對調查對象進行ABO 正反定型， 共檢出A型8228例， B型6276例， O型8705例， AB型2295例， 用統計學方法進行分析，樣本調查報告結果基本符合血型遺傳學規律。

2.1孝感地區無償獻血者ABO血型總分布情況與其他地區間比較 孝感地區25504名無償獻血者ABO血型分布調查結果，以O性最多，AB型最少，血型分布特征為（O>A>B>AB），見表1。

2.2不同年齡間ABO血型分布 見表2。

2.3各種血型男女所占比例 見表3。

3 討論

血型是人類的一種遺傳性狀，ABO血型基因分別存在于9q34.1-q34.2和1q34.3-q36.1不同染色體上，各自的遺傳符合Hardy-Weinberg平衡定律，具有多態性和復雜性，由于遺傳性狀、種族、地域和地區的差異，人類紅細胞血型在民族、地域分布上具有很大的差異[1]。從表1看，本地區ABO血型分布規律為O>A>B>AB，其中O型頻率較高符合南方地區分布規律。根據數據分析表明ABO 血型分布特征為O>A>B>AB，通過上述的數據分析后進行比較后，對于血液的合里儲存及計劃用血及血站在節假日時的儲存，有一定的使用價值；與哈爾濱地區（B>O>A>AB）[2]分布特征不同，與衡陽[3]、資陽[4]和佛山順德[5]地區分布特征相同（均為O>A>B>AB），說明在孝感地區O型血分布最為廣泛， 所以血站在儲存血液時應有所應對。同時通過大規模的無償獻血者的ABO 血型調查，了解我國不同省市的ABO 血型分布是很有必要性。本研究顯示，按照A∶B∶O∶AB=3.5∶2.7∶3.6∶1采集、儲存血液，可以最大限度地避免血液過期報廢，同時又盡可能保證臨床用血。

表2結果顯示，不同年齡間ABO血型所占頻率有明顯差異。從表中可得出18歲至30歲的人群中ABO各血型所占比例普遍高，所以血站要動員這類群體主動進行無償獻血。表3結果顯示，在無償獻血者中男性ABO各血型所占比例明顯高于女性，表現型頻率為O>A>B>AB。通過對孝感地區無償獻血者ABO血型分布的調查，掌握其基本分布情況，為各醫院提供可靠的血液資源信息，便于各醫院計劃用血，合理利用血液資源，同時也為在無償獻血采集工作中，按照A∶B∶O∶AB=3.5∶2.7∶3.6∶1采集、儲存血液，避免偏型采集造成血液浪費，為血液動態采集、動態儲存提供指導，最大限度地避免血液過期報廢，同時又盡可能保證臨床用血。

參考文獻：

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篇5

脂蛋白(a)[LP(a)]是由特異的載脂蛋白(a)與低密度脂蛋白的載脂蛋白B1001以S-S鍵的形式結合而形成的大分子復合物，是冠心病的獨立危險因素，具有致動脈粥樣硬化作用川。我們對2006～2007年荊州市來我院體檢的1264名成年人的LP(a)測定資料及問卷調查進行統計分析，旨在了解荊州市居民的LP(a)水平的現狀，分布特征及影響因素。

1 資料與方法

1．1 資料：收集2006-2007年在荊州市中心醫院做健康體檢的成年人(不排除有某些疾病)的LP(a)數據作分類分型研究，并同時給予相關問卷調查。將觀察對象1264例分為青年組(18～39歲)、中年組(40～49歲)、老年前期組(50～59歲)及老年組(歲以上)4組，每組又按性別分2組。

1．2 方法：體檢人群檢測前天晚餐不進高脂膳食，空腹12小時清晨采集靜脈血。當日上午2小時內取血清在BECKMANCOULTER LX20全自動生化分析上進行測定。LP(a)測定采用免疫比濁法。試劑、校準品及質控品均由日本第一化學株式會社提供。

1．3 診斷標準：參照(全國臨床檢驗操作規程)參考范圍f2I，以LP(a)＞300mg/L為異常。

1．4 統計學分析：采用SPSSl3.0軟件，正態性檢驗用“K-S”檢驗法，不同分組間比較：符合或近似正態性的數據用F檢驗，偏態分布的數據用秩和檢驗。

2 結果

2．1 不同年齡、不同性別LP(a)的水平及異常分布：4個年齡組的LP(o)的調查數據統計結果見表1，經正態性檢驗為偏態分布(P＜0.05)，結果以中位數表示，并列出5％～95％的百分位數。各年齡段、各性別間LP(a

2．2 吸煙、飲酒、飲食、體重情況對LP(a)影響：不同的吸煙、飲酒、飲食、體重情況異常LP(a)的患病率無統計學差異(P＞0.05)，見表2。

3 討論

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doi:10.3969/j.issn.1007-614x.2012.05.232

doi:10.3969/j.issn.1007-614x.2012.05.232

近年來，由于抗生素、免疫抑制劑和激素的廣泛應用，臨床真菌的感染呈逐年上升趨勢，而致病菌的耐藥性日趨嚴重致使感染難以治愈。為有效控制醫院真菌感染，對2009年8月～2011年7月檢出的296株醫院真菌感染的臨床分布特征、相關危險因素及耐藥情況進行回顧性分析，為臨床治療及合理用藥提供科學依據，現報告如下。

近年來，由于抗生素、免疫抑制劑和激素的廣泛應用，臨床真菌的感染呈逐年上升趨勢，而致病菌的耐藥性日趨嚴重致使感染難以治愈。為有效控制醫院真菌感染，對2009年8月～2011年7月檢出的296株醫院真菌感染的臨床分布特征、相關危險因素及耐藥情況進行回顧性分析，為臨床治療及合理用藥提供科學依據，現報告如下。

資料與方法

資料與方法

菌株來源于2009年8月～2011年7月收治患者的痰、傷口分泌物、中段尿、血液、胸腹水、咽拭之、糞便等各類標本。

菌株來源于2009年8月～2011年7月收治患者的痰、傷口分泌物、中段尿、血液、胸腹水、咽拭之、糞便等各類標本。

質控菌株：白色念珠菌ATCC64548、ATCC64550，購自河南省臨床檢驗中心。

質控菌株：白色念珠菌ATCC64548、ATCC64550，購自河南省臨床檢驗中心。

細菌培養鑒定與藥敏試驗及結果判讀：細菌分離培養按全國檢驗操作規程(第3版)進行。細菌鑒定采用法國生物梅里埃公司AI鑒定系統；藥敏試驗采用K-B紙片擴散法，判讀標準按美國實驗室標準化委員會(NCCLS)相關文件判讀結果，抗真菌藥物紙片均購自丹麥Rosco公司。

細菌培養鑒定與藥敏試驗及結果判讀：細菌分離培養按全國檢驗操作規程(第3版)進行。細菌鑒定采用法國生物梅里埃公司AI鑒定系統；藥敏試驗采用K-B紙片擴散法，判讀標準按美國實驗室標準化委員會(NCCLS)相關文件判讀結果，抗真菌藥物紙片均購自丹麥Rosco公司。

統計學處理：采用世界衛生組織提供的WHONET5.4軟件對資料進行統計分析。

統計學處理：采用世界衛生組織提供的WHONET5.4軟件對資料進行統計分析。

結 果

結 果

感染部位：296株真菌主要來源于呼吸道標本188株(63.5%)、尿液94株(31.8%)、血液4株(1.4%)、膿液及分泌物6株(2.0%)、白帶4株(1.4%)。

感染部位：296株真菌主要來源于呼吸道標本188株(63.5%)、尿液94株(31.8%)、血液4株(1.4%)、膿液及分泌物6株(2.0%)、白帶4株(1.4%)。

科室分布：296株醫院真菌感染患者中，呼吸內科144株(48.7%)、腫瘤內科44株(14.9%)、神經內科12株(4.0%)、腎內科24株(8.1%)、泌尿外科20株(6.76%)、中醫內科20株(6.76%)、其它科室32株(10.8%)。

科室分布：296株醫院真菌感染患者中，呼吸內科144株(48.7%)、腫瘤內科44株(14.9%)、神經內科12株(4.0%)、腎內科24株(8.1%)、泌尿外科20株(6.76%)、中醫內科20株(6.76%)、其它科室32株(10.8%)。

人群分布：從年齡分布看，0～30歲1例(0.3%)，30～60歲26例(8.8%)，60歲以上269例(90.9%)。

人群分布：從年齡分布看，0～30歲1例(0.3%)，30～60歲26例(8.8%)，60歲以上269例(90.9%)。

菌種分布：分離的296株真菌中，其中白色念珠菌178株(60.1%)，熱帶念珠菌46株(15.5%)，滑念珠菌44株(14.9%)，光滑念珠菌22株(7.4%)，其它6株(2.0%)。　菌種分布：分離的296株真菌中，其中白色念珠菌178株(60.1%)，熱帶念珠菌46株(15.5%)，滑念珠菌44株(14.9%)，光滑念珠菌22株(7.4%)，其它6株(2.0%)。

真菌的藥敏試驗：臨床分離的296株真菌對抗真菌藥物的藥敏結果，見表1。

真菌的藥敏試驗：臨床分離的296株真菌對抗真菌藥物的藥敏結果，見表1。

討 論

討 論

深部真菌屬于條件致病菌，在人體皮膚、黏膜中亦可檢出，當機體免疫力低下或外來因素作用，使機體微生態平衡失調或保護屏障受損時，真菌則會乘虛而入或超常繁殖引起機體真菌感染［1］。從統計結果看，兩年來共檢出真菌296株，真菌的感染率0.53%，院內真菌感染以白色念珠菌為主(60.1%)，與國內其它報道一致［2］。主要存在科室是呼吸內科，其次腫瘤內科，主要感染人群為60歲以上的老年人90.9%，原因是呼吸內科及腫瘤內科的患者大多患有各種基礎疾病、用過多種抗生素、化療藥物及糖皮質激素、進行過各種侵入性操作等因素的影響，是引起真菌感染的主要原因；另外，60歲以上的老年人，因生理防御功能減退、免疫功能差及抵抗力低，也是容易感染真菌的主要因素。存在部位是呼吸道及泌尿道，因此要加強對這兩個部位的護理和觀察，特別是在進行各種侵入性操作時，要嚴格按院感要求進行消毒，預防和控制真菌感染的發生。

深部真菌屬于條件致病菌，在人體皮膚、黏膜中亦可檢出，當機體免疫力低下或外來因素作用，使機體微生態平衡失調或保護屏障受損時，真菌則會乘虛而入或超常繁殖引起機體真菌感染［1］。從統計結果看，兩年來共檢出真菌296株，真菌的感染率0.53%，院內真菌感染以白色念珠菌為主(60.1%)，與國內其它報道一致［2］。主要存在科室是呼吸內科，其次腫瘤內科，主要感染人群為60歲以上的老年人90.9%，原因是呼吸內科及腫瘤內科的患者大多患有各種基礎疾病、用過多種抗生素、化療藥物及糖皮質激素、進行過各種侵入性操作等因素的影響，是引起真菌感染的主要原因；另外，60歲以上的老年人，因生理防御功能減退、免疫功能差及抵抗力低，也是容易感染真菌的主要因素。存在部位是呼吸道及泌尿道，因此要加強對這兩個部位的護理和觀察，特別是在進行各種侵入性操作時，要嚴格按院感要求進行消毒，預防和控制真菌感染的發生。

從藥敏試驗結果顯示(表1)，臨床真菌對4種真床真菌菌藥物的敏感率菌＞80%，其中兩性霉素的敏感率最高達97.9%，兩性霉素在無藥敏結果的情況下，可以作為首選抗真菌藥物。盡管所測真菌耐藥性不高，但真菌感染的危害性強，治療難度大，因此，要重視臨床標本中病原菌的分離培養和藥敏試驗，嚴格依據用藥指征使用抗菌藥物，提高機體防御能力，減少糖皮質激素的應用，同時，加強院內感染的監測，以減少真菌的傳染及耐藥性提高。

從藥敏試驗結果顯示(表1)，臨床真菌對4種真床真菌菌藥物的敏感率菌＞80%，其中兩性霉素的敏感率最高達97.9%，兩性霉素在無藥敏結果的情況下，可以作為首選抗真菌藥物。盡管所測真菌耐藥性不高，但真菌感染的危害性強，治療難度大，因此，要重視臨床標本中病原菌的分離培養和藥敏試驗，嚴格依據用藥指征使用抗菌藥物，提高機體防御能力，減少糖皮質激素的應用，同時，加強院內感染的監測，以減少真菌的傳染及耐藥性提高。

參考文獻

參考文獻

1 李婭娟,李恩澤,時萍,等.院內侵襲性深部真菌感染80例臨床與病原學分析［J］.中華醫院感染雜志,2007,17(8):1028-1030.腥0例臨床與病原學分析［J］.中華醫院感染雜志,2007,17(8):1028-1030.

篇7

本實驗通過研究維吾爾族宮頸癌腫瘤微環境中DC的數目、形態、分布特征推測腫瘤局部免疫功能狀態， 為宮頸癌預后的判斷和生物治療提供實驗依據。

1 材料與方法

1. 1 材料 宮頸對照組、慢性炎癥組、CIN組、腫瘤組取自新疆醫科大學第五附屬醫院病理科2008年4月至2012年3月間存檔組織蠟塊。標本共計100例， 其中對照組15例；慢性炎癥組15例；CIN組30例；宮頸癌40例；均為維吾爾族；臨床分期：0～Ⅰ期7例， Ⅱ期16例， Ⅲ期17例；病理分級：高中分化17例， 低分化23例；腫瘤直徑< 4 cm者14例， ≥4 cm者26例。

1. 2 方法

1. 2. 1 免疫組化 所有標本經10%福爾馬林液固定， 取材脫水后， 石蠟包埋， 4 μm厚連續切片， 分別行HE染色和DC免疫組化染色。鼠抗人單克隆S-100抗體購自福州邁新公司。免疫組化采用S-P法， 嚴格按S-P試劑盒說明書操作。用已知陽性片做對照， PBS代一抗做陰性對照。

1. 2. 2 結果判定 S-100蛋白陽性標記的DC呈棕黃色， 定位在胞漿。DC的浸潤程度， 依據Furukawa[3]等提出的分級標準：在低倍鏡下選擇細胞最密集的區域， 用400倍鏡觀察10個不連續視野計數， 0～20個陽性細胞為無～輕度浸潤， >20個為顯著浸潤。

1. 3 統計學方法 應用SPSS13.0統計軟件包進行統計學分析， 對相關數據進行χ2檢驗， 檢驗水準α=0.05。

2 結果

2. 1 DC 在子宮頸各級上皮中的形態特點和分布 對照組、慢性炎癥組DC分布于鱗狀上皮基底細胞層及棘細胞層， 呈分枝狀， 有較多突起。CIN中部分DC的突起與周圍異型上皮細胞接觸， 包繞細胞。早期癌周圍組織中， DC散在分布于距癌巢較遠的癌周區， 多數胞漿有多個突起， 呈分枝狀；分布于癌巢內的DC多呈圓形或橢圓形， 少數有較多分支， 也可見到DC的突起與腫瘤細胞接觸。晚期DC的數量明顯少于早期癌組織， 少見DC與腫瘤細胞接觸。

2. 2 DC與宮頸癌臨床病理參數的關系（見表1）

臨床0～Ⅰ期、Ⅱ期、Ⅲ 期宮頸癌患者DC高度浸潤組例數分別是：4例、7例、2例， 高度浸潤率分別是57.1%、43.75%、11.76%， 其高度浸潤率隨腫瘤分期而降低， 差異具有統計學意義（P

高中分化與低分化宮頸癌患者DC浸潤程度相比差異無統計學意義（P>0.05）。

腫瘤直徑≥4與0.05）。

3 討論

DC作為功能最強的專職抗原呈遞細胞， 能激活靜息型T細胞激發初始免疫應答， 在體內發揮強大的免疫監視功能[4]。DC在啟動抗腫瘤免疫反應中起關鍵作用[5]。當DC受到炎性刺激后在受體CCR7的誘導下經淋巴管進入淋巴結的T細胞區， 遞呈抗原并激活T淋巴細胞[6]。

本研究發現宮頸癌組織中大多數DC細胞形態為橢圓形或圓形， 樹突少， 無法與腫瘤細胞抗原接觸， 這種形態提示這些存在于腫瘤組織中的DC多數是不成熟的或處于靜息狀態， 不具有抗原提呈能力， 導致局部免疫能力降低， 使腫瘤發生發展。本實驗結果顯示CIN組中DC浸潤程度顯著增高， 說明CIN患者局部免疫能力增強， DC在病變區增多， 發揮其抗原呈遞功能， 激活細胞免疫， 抵御疾病發展。

本研究顯示DC浸潤程度隨臨床分期而降低， 其差異具有統計學意義（P

參考文獻

[1] 拉萊， 蘇祖克，彭玉華.新疆不同民族子宮頸癌發病趨勢分析.新疆醫科大學學報， 2006，29（7）：569-571.

[2] 于黎明， 哈春芳， 熊英. 宮頸癌發病因素及年輕化趨勢的探討.寧夏醫學雜志， 2004，10：613-615.

[3] Furukawa T， Watanabe S， Kodama T， et al. T-zone histiocytes in adenocarcinoma of the lung in relation to postoperative prognosis . Cancer，1985，56：2651-2657.

篇8

一、統計學方法簡介

統計學方法包括統計軟件包、統計分析方法以及檢驗水準三方面的內容。其中醫學論文中常提到檢驗水準即α，它是用來表示組間實際無差別而統計結果判斷有差別，犯這類錯誤的概率。實際工作中常取α=0.05，當研究數據計算的P值小于0.05時，組間差異比較被認為有統計學意義。統計學方法包括統計描述和假設檢驗兩個方面的內容。統計描述是指根據資料及原始數據分布的類型，選擇正確的指標來描敘資料及數據的特征。而假設檢驗即組間差異性檢驗，是醫學論文中最常用的統計學方法。資料類型則包括能用具體數據表示的定量資料與不能用具體數值表示但能反映被觀察對象某一特征的定性資料。定性資料的統計描述包括率、相對比和構成比。而參數法及非參數法是常用的定量資料統計分析方法。參數法一般包括t檢驗、方差分析，非參數法常用的有秩和檢驗。

二、試驗設計中的統計學原理

合理的試驗設計與統計處理的可信度存在直接聯系，研究者在編寫醫學論文時應對醫學研究設計方法進行說明。在進行試驗設計時應遵循隨機、對照、均衡和重復四大原則。在進行試驗設計的時候通常會涉及到研究對象的選擇，研究對象的分組及選擇合理的檢測指標三個方面的內容。

醫學論文就是通過對樣本的研究來進行推斷總體，找出其共性，得出結論。因此研究者在選擇研究對象時應注意選擇樣本應具有一定數量，能反映出該事物的規律性特征，但又應注意例數不能太多，以免造成不必要的浪費。其選擇的原則就是在保證試驗結果可靠性的前提下選擇最少的樣本例數。研究者在選擇樣本對象后應對其基本特征進行詳細的描述，比如患者的年齡、性別、病理分期、疾病診斷的標準等。此外在試驗中所用到的試劑、儀器的型號、規格等都應作出說明，以供讀者借鑒和做出判斷。選定好研究對象后就要對其進行分組。在進行分組時研究者一般遵循統計學中的“隨機分配”、“設立對照”以及“均衡”、“重復”的原則。隨機化原則是提高組間均衡性的一個重要手段，也是資料分析時進行統計推斷的前提。有對照才有比較，在進行組間比較時，應確定好處理因素與實驗效應的關系。均衡性則是要使得對結果產生影響的非處理因素盡可能保持一致，這樣才能保證對照的結果讓人信服。觀察實驗效應的指標主要有主觀指標與客觀指標。正所謂主觀指標就是通過問答的方式調查受試者自己判斷的主觀感受；而客觀指標則是通過儀器來檢驗和測量所得出的結果。在進行試驗設計時應選擇客觀性較強、高靈敏性和精確性的指標。

三、統計學方法的選擇

統計學方法的正確選擇是直接影響到論文結論可信度的重要依據，因此研究者在編寫論文時應注意選擇合適的統計學方法。不同的統計學方法應用的范圍不同。研究者在編寫醫學論文時常根據論文研究的目的、資料類型、試驗設計的方案、樣品大小、水平數、特定條件、數據分布特征以及綜合分析等來選擇對應的統計方法，同時還要根據專業知識與資料的實際情況，結合統計學原則，靈活地選擇。當定性資料正態分布時，研究者一般用均數和標準差來表示統計描述指標；當定性資料不符合正態分布時，則可選用中位數及級差來表示；當定量資料正態分布且組間方差齊時一般選用參數法，反之則選用非參數法。t檢驗一般適用于小樣本（n

四、常見統計學方法的誤用分析及對策

1.統計方法誤用。最常見統計方法誤用是對等級資料進行比較時應用秩和檢驗而誤用卡方檢驗。例如：在評價采取不同治療方法的兩組急性腦血管病患者療效中，治療組顯著有效、有效、無效三種分型分別為15例、10例、8例，對照組分別為14例、11例、9例。本資料例數較少，應選用等級比較的秩和檢驗，而有些作者卻認為只要是率的比較就可以采用字檢驗。研究者在選擇統計學方法時應根據相應的原則，對文章研究目的、資料類型、樣品大小、水平數、數據分布特征等進行綜合分析后，再來選擇對應的統計方法。

2.選用檢驗方法錯誤。在有些論文中，作者常將本應用方差分析和q檢驗的誤用t檢驗。t檢驗一般適用于小樣本（n

五、結論表述中的統計學應用

資料的統計處理不是醫學研究工作的最終目的，而是通過統計學分析為研究結論提供依據或者線索。因此，在對統計資料進行分析后應把握統計學術語，對結論做出科學的分析跟解釋。在根據統計結果得出專業結論時研究者應遵循一個重要原則，就是統計結論都是概率性的，不能絕對地肯定或否定。研究者習慣上將“P

篇9

1對象與方法

1.1對象選取2019年度在我轄區范圍內進行查體的≥65歲老年人群為對象，進行中醫體質辨識。共納入4243例老年人，年齡65~95歲；男性1952例，女性2291例。納入標準：所屬轄區健康管理的居民，年齡≥65歲。排除標準：有嚴重精神障礙、認知障礙不能配合完成調查。1.2方法按照《國家基本公共衛生服務規范》中的體質辨識標準進行調查，由專門的中醫專業人員對≥65歲老年查體人員面對面進行問卷調查，要求被調查者獨立完成回答全部問題。綜合問卷情況得出體質分類中的9種體質。

1.3統計學處理

將收集到的資料用Excel進行描述性統計學分析。

2結果

2.14243例老年人中醫體質種類分布情況

問卷調查結果顯示，單一體質3990例，占比94.04%。兼夾質253例，占比5.96%，見表1。

2.2不同型體質的分布情況

3990例單一體質中平和質占比84.40%，偏頗質占比15.60%，主要為陰虛質、陽虛質、氣虛質、痰濕質。在性別分布中，男性平和質1633例、占比40.90%，女性平和質1735例、占比43.50%。偏頗質中，男性順位前三位的是陰虛質、陽虛質和痰濕質。女性順位前四位的是陰虛質、陽虛質、氣虛質和痰濕質。各型體質的性別分布，見表2。

2.3常見慢性疾病體質分布情況

篇10

涂陽肺結核病；流行特征；發病率

我國結核病疫情是全球22個結核病高負擔國家之一，結核病患者數位居全球第2位[1]。為了解和掌握甘肅省定西市安定區肺結核病的發病水平及流行特征，現將2011—2014年涂陽肺結核病的流行病學特征分析如下。

1資料與方法

1.1資料來源數據來源于安定區疾病預防控制中心結核病管理系統統計報表，人口資料來源于安定區統計局統計年鑒匯編。

1.2方法2011—2014年安定區確診的涂陽肺結核病患者的病案及時錄入結核病管理信息系統，并按項目要求及時錄入季度、年度報表數據。

1.3統計學分析采用Spss17.0統計軟件對肺結核病患者的性別、年齡、職業、地區、時間分布等特征進行分析，率的比較采用卡方檢驗，以P<0.05為差異有統計學意義。

2結果

2011—2014年安定區年均涂陽肺結核病發病率為16.77/10萬，各年份發病率差異無統計學意義（χ2=6.35，P>0.05），見表1。

2.1時間分布2011—2014年安定區肺結核病各月均有病例發生，5月發病率最高為2.51/10萬，3月次之發病率為2.31/10萬，1月和11月發病率最低，均為0.77/10萬，各月發病率差異有統計學意義（χ2=20.63，P<0.05），見表2。

2.2地區分布2011—2014年安定區發病率最高的是新集鄉，平均發病率為28.09/10萬；最低的是團結鎮，平均發病率為11.14/10萬，各地報告發病率差異有統計學意義（χ2=13.17，P<0.05），見表3。

2.3人群分布

2.3.1年齡分布各年齡組中涂陽肺結核病的以65歲～年齡組發病率最高為14.65/10萬，其次24歲及以上年齡組，發病率12.33/10萬，85歲及以上年齡組發病率最低，各年齡組差異有統計學意義（χ2=15.52，P<0.05），見表4。

2.3.2性別分布共登記涂陽肺結核病患者87例，其中男性57例，女性30例，男女發病比為1.90∶1，差異有統計學意義（χ2=12.71，P<0.05），見表5。

2.3.3職業分布2011—2014年安定區肺結核病以農民發病最多、占報告發病例數的85.06%，教師及其他職業發病較低，各占1.15%，差異有統計學意義（χ2=17.19，P<0.05），見表6。

3討論

肺結核病發病隨年齡增長呈明顯上升趨勢，男性發病高于女性[3]，這是因為青壯年男性群體工作生活壓力大，接觸傳染源機會多有關，而老年人群免疫力下降，尤其老年男性肺部慢性病合并率高，國內也有類似報道[4]。報告病例集中在農民及家務人群，以農民發病最多，主要因為安定區是以農業人口為主，當地農民經濟狀況較差，自我保健意識淡薄，家務更是以老年人口為主。年初、年末的病例相對較少，3—5月發病較多，可能是農閑季節人們勞動強度較低，每年2月召開結核病防治會議，層層下達任務目標并采取一系列行政措施，結核病發現病例增多，說明行政干預、強化歸口管理可以有效提高結核病患者的發現率[5]，在今后的工作中，要適當增加行政干預的頻次，大力提高結核病發現率。

重點加強農民群體的結核病防治工作，加強對農民群體結核病防治知識的宣傳教育工作，尤其是對男性人群，勸導戒煙，減少合并癥的發生。以結核病新體系建設為契機，爭取在全區將結核病診療費用納入農醫保報銷范疇，以減輕農民患者的經濟負擔；在全區開展痰菌培養，提高肺結核病例的發現率，減少漏診、誤診及耐藥結核病病例；加強結核病防治工作的督導和管理，及時發現并解決存在的問題，使安定區結核病防治工作能均衡發展、整體提高。廣泛開展健康促進工作，加強防癆知識的宣傳和普及，提高廣大群眾的自我保健和防癆意識。

參考文獻

[1]中國結核病防治規劃實施工作指南（2008年版）[M]．北京:中國協和醫科大學出版社,2009:1.

[2]鄧小懂,馮光永,陳純翠,等.2006—2010年清遠市登記新涂陽肺結核病的流行病學特征[J].職業與健康,2012,28(11):1361-1362．

[3]陳偉,王雪靜,王黎霞,等.全國五省結核病與性別關系的研究[J].中國防癆,2010,32(9):534-536.

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篇11

1資料與方法

1.1一般資料

選取我院2009年1月～2009年12月78例抗菌藥物不良反應報告進行回顧性分析。全部不良反應報告均由護士、臨床藥師、門診或住院醫師發現后通過科室呈報的方法直接報告。不良反應報告的內容包括：患者姓名、性別、年齡、科別、門診號或住院號、既往病史、臨床診斷、用藥情況（藥品通用名稱、規格、生產廠家、用法用量、給藥途徑、有效期、合并用藥等）。

1.2研究方法

對全部患者的不良反應報告按照患者性別、年齡、藥物品種、給藥途徑的關系及不良反應的臨床表現等分別進行統計分析。

1.3統計學方法

應用統計學分析軟件SPSS8.1對資料數據進行統計學分析，對計數資料采取X2檢驗，且以P

2結果

2.178例不良反應發生的性別分布比較分析情況見表1。

表178例不良反應發生的性別分布比較分析情況 例(%)

性別 例數 百分比

男性 41 52.56

女性 37 47.44

通過表1可以得出，78例不良反應報告中發生于男性患者41例，占52.56%；女性患者37例，占47.44%。男女所占比例相當，差異無統計學意義（p＞0.05），提示抗菌藥物不良反應的發生在性別方面無明顯差異。

2.278例不良反應發生的年齡分布特征見表2。

表278例不良反應發生的年齡分布特征例(%)

年齡（歲） 例數 百分比

16 19 24.36

16～60 17 21.80

60 42 53.84

78例不良反應報告中發生于16歲以下兒童19例，占24.36%；16～60歲成年人17例，占21.80%；60歲以上老年人42例，占53.84%。抗菌藥物不良反應的發生以老年人最為常見，其次為兒童，再次為成年人。

2.3不良反應發生的藥物品種分布

引起的不良反應的藥物品種中青霉素藥物30例，占38.46%；頭孢菌素類藥物23例，占29.48%；喹諾酮類類藥物18例，占23.08%；β-內酰胺類藥物7例，占8.97%。其中引起19例兒童不良反應的藥物中，有10例是由青霉素類引起的。

2.4不良反應發生的給藥途徑分布

引起不良反應的藥物給藥途徑中最常見的是靜脈滴注65例，占83.33%，；其次是口服給藥9例，占11.54%；肌肉注射4例，占5.13%。

2.5不良反應發生的臨床表現分布

不良反應的臨床表現中皮膚和皮膚附件損害52例，占66.67%，主要表現為皮炎、皮疹、風疹、蕁麻疹、紅腫、瘙癢等；胃腸道功能失調21例，占26.92%，主要表現為惡心、嘔吐、泛酸、腹瀉、便秘、腹痛、腹脹等；過敏反應5例，占6.41%，主要表現為惡寒、發熱、乏力、過敏性休克甚至死亡等。

2.6不良反應的處理及預后

78例不良反應報告中，發生時間最短者在靜脈滴注過程中出現，最長者在用藥1周后出現，大多數不良反應在用藥3d內出現。不良反應發生后及時停藥，并采取相應的處理措施。78例發生不良反應的患者中大多數反應程度較輕，停藥后即好轉，少數反應嚴重者需進行相應的對癥治療。78例患者中除1例因過敏性休克死亡外，其余77例患者經過及時處理后均治愈或好轉。

3討論

藥物的不良反應是指按正常的用法用量下應用藥物預防、診斷或治療疾病的過程中發生的與治療目的無關的有害反應，同時排除因藥物濫用、過量、誤用及質量問題等引起的有害反應[2]。

本研究發現：抗菌藥物不良反應的發生與性別無關，與年齡有關。老年人最為常見，其次為兒童，再次為成年人。兒童中不良反應發生率遠遠超過同年齡段的人口構成比，這可能與兒童的生理及病理特征有關[3]。兒童的肝、腎功能尚未完全發育成熟，影響藥物在體內的代謝和排泄。老年人常伴發有一種或多種基礎性疾病，臨床醫生在用藥時會注意抗菌藥物劑量的控制。

引起不良反應的藥物給藥途徑中最常見的是靜脈滴注，這可能與臨床上多采用靜脈滴注給藥途徑有關，靜脈給藥起效快，血藥濃度達峰時間短，生物利用度高，同時存在合并用藥、配伍反應、溶解后的穩定性、滴注速度等問題[4]。

引起抗菌藥物不良反應的主要因素是藥品中存在少量的雜

質，活性成分在貯藏過程中發生了氧化、還原、分解、聚合、降解反應。這些化學反應的產物對人體產生有害作用[5]。此外，患者的個體差異也是引起抗菌藥物不良反應的必要條件。

發生過敏反應的患者多伴有變態反應性疾病，少數患者為特異性高敏感體質。發生皮炎、皮疹、風疹、蕁麻疹、紅腫、瘙癢等不良反應多屬于Ⅲ型變態反應，多由青霉素類藥物引起；惡心、嘔吐、泛酸、腹瀉、便秘、腹痛、腹脹等胃腸道不適反應主要由抗菌藥物的化學性刺激所致，也可能與長期使用抗菌藥物后腸道菌群失調有關，多由喹諾酮類藥物、頭孢菌素類藥物引起。過敏性休克屬于Ⅰ型變態反應，多由頭孢菌素類、青霉素類藥物引起。頭孢菌素類藥物與青霉素類藥物之間易發生交叉過敏反應，引起藥物熱，使用前應先做皮試，謹慎用藥。當長期或大量使用抗菌藥物后，人體中寄生的正常敏感菌群被破壞，不敏感菌群（即耐藥菌群）大量增殖，外來菌也乘虛而入。當這類優勢菌為致病菌時，可引起二重感染。臨床常見的二重感染癥狀為消化道功能失調[6]。

如何有效地預防和控制抗菌藥物不良反應是臨床工作中的一大難題。在今后的臨床用藥時應嚴格掌握使用抗菌藥物的適應癥，對既往有過敏史的患者應加強用藥監護。同時，應重視對抗菌藥物不良反應的監測工作，以減少不良反應的發生，保障患者用藥安全。

參考文獻

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篇12

2009年6月,國土資源部首次以數據對地價與房價之間的關系作出回應,即地價只占了房價的一小部分,全國平均比例約為23%。但是,由于城市地價呈現空間曲線形態,專家和學者們對此數字紛紛表示質疑,因此,真實、準確地表達地價迫在眉睫。對地價時空變化規律進行分析,通過直觀地探討各類用地的空間區位指向,有助于揭示城市地價形成和變化的動力機制,從而在政府科學制定有關城市地價管理政策,更有效地發揮政府理性調控土地市場、發揮地價杠桿機制合理配置城市土地資源等方面,提供技術手段和科學的地價預測依據。

地價的空間分布格局具有一定的區域空間分布規律,而且隨著時間的變化,地價的空間分布也可能會發生變化。而GIS具有很好的可視化性,能提供強大的空間分析支持,在GIS支持下進行地價的研究將變得更加直觀和準確。采用GIS空間分析對市場交易樣點進行插值,進而研究城市地價分布規律,方法簡單、分析結果誤差小、結果可信度高。

隨著GIS技術的不斷開發,GIS技術的空間插值分析方法已有研究,在土地相關研究領域中的運用也日益深入,如柏延成、朱會義、吳宇哲、王勁峰、陳軍、朱求安等[1-6]的研究。然而,這些研究多從自然學科角度出發,側重于土地利用變化或土地自然屬性等方面。本文試圖從經濟視角出發,對GIS技術在土地價格空間結構分析中應用的國內外相關文獻進行一個初步的梳理,并介紹實證研究中應用的方法、模型、結果等,以對國內研究有所助益,為政府制定相關政策決策提供依據。

一、國外相關研究

(一)單純運用GIS進行地價時空分布分析

地價空間分異規律研究的一個特點是空間插值技術的應用。Dubin(1992)使用泛克里格(uiversal Kriging),對Baltimore的1 493個有效的觀測值做了分析,發現在存在空間自相關的情況下,克里格方法是一個有效的分析橫截面數據 (crosssection data)的方法[7]。Olmo(1995)采用了迭代殘差克里格,一個將迭代方法和克里格方法綜合的方法,用于西班牙Granada的住宅價格和區位價值的空間估計,認為迭代殘差克里格在分析出現空間自相關的橫截面(cross-Section)數據上是一個有效的工具[8]。作為一個后續的研究(2007),同樣使用Granada的數據,對使用了協克里格和普通克里格,并發現協克里格所顯示的結果比普通克里格好。GamezMartinez等(2000)利用Kriging技術,通過四個模型的比較和選擇對A1baceet(西班牙城市)進行了空間插值分析[9]。Hannonen(2006)采用了小波變換分析工具對芬蘭Espoo和Nurmijarvi市的土地價格變化趨勢進行了研究[10]。

還有的研究是結合地價影響因素分析其時空分布,如TAKATSUKA TAKAFUMI等運用GIS方法對Oita市的土地價格形成因素進行分析,通過建立GIS數據庫,選取了六個地價形成因素,并在此基礎上建立多元線性回歸方程形成本文的地價模型,最終得到一個模擬程度較高的結果[11]。

(二) GIS技術與其他研究方法相結合

還有的研究是借助空間因子開展住宅價格空間分異規律研究,這一類研究可以看成是對住宅價格特征模型的一種拓展。Roehner(1999)結合房地產價格泡沫,通過不同空間位置住宅價格變化的分析,開展了投機與價格關系的研究[12]。Pace等(2000)利用有關空間和時間的12個變量,建立了房地產價格預測模型[13]。

此外,學者們還將GIS技術與傳統經濟學模型相結合進行分析。如Song和Khaap(2003)借助GIS提取不同城市形態的變量,運用特征價格模型對新城市主義(New Urbanism)和傳統城市形態進行了數量分析,結果表明新城市主義的許多住宅特征對住宅價格起到了正面作用[14]。Franke & Vos(2004)以1985年l月至1999年7月荷蘭Amsterdam市44 780個住宅交易數據和Breda市25 644個住宅交易數據作為樣本,分別用簡單特征價格模型和等級趨勢模型進行估計,結果表明在所研究的時期內住宅價格變化趨勢是固定的[15]。Nakajima(2006)運用動態隨機均衡模型研究日本1980―2000年間土地價格的變化,其中,作者主要研究居民預期對土地價格變化的影響[16]。

另外,在傳統研究方法的基礎上運用GIS技術進行研究是研究的熱點區域,學者們基于GIS技術設計建立了適合不同研究內容的模型。Mark D Ecker和Hans R Isakson(2005)建立了城市土地價值表面趨勢模型[17];Wilhelmsson M(2002)建立房地產經濟的空間模型[18];Asar&Abed(1994)利用GIS和地統計技術對黎巴嫩首都貝魯特市的地價進行了研究,通過簡歷三維數字地面模型估計了不同地塊的可見度和傾斜度,對土地價值進行了分等[19]。

在西方國家,由于長期的市場經濟,擁有大量土地價格數據。在此基礎上,利用GIS技術對地價分片劃區進行定級及其空間分布規律探討,更便于城市土地的管理。對于城市地價動態變化與空間形態演變及地價發展趨勢預測等方面的研究,在國外已經相當成熟,他們的研究主要集中在空間模擬、分布模型、影響因素等微觀機理方面。國外地價分布特征的研究主要針對時間和空間兩個方面進行。

但這些學者的研究主要是在各自國情條件下得到的研究成果,而對像我國土地市場并不發育條件下的類似理論與實證研究則相對較少。盡管如此,其對于我國城市地價動態變化與空間形態演變情況的研究仍然具有一定的理論指導與借鑒意義。

二、國內相關研究

(一)單純運用GIS進行地價時空分布分析

陳思源等(2005)采用GIS空間分析對市場交易樣點進行Kriging插值,進而研究城市地價分布規律[20]。陳思源、曲福田(2006)等進一步提出采用探索性空間數據分析(ESDA)技術,對地價數據作空間統計分析[21]。劉志堅、陳思源等(2007)再次通過建立探索性空間數據分析(ESDA)模型,在Arc/Info支持下,采用逐步比較法,對探索性分析方法的運用進行實證研究,三次研究均采用江蘇省鎮江市的統計數據[22]。李冰姿、趙永鋒(2009)也應用ESDA技術,對天津市中心城區地價樣本進行空間數據分析并在此基礎上進行地價空間插值[23]。周俊、徐建剛(2002)以上海軌道交通明珠線一期為例,運用GIS和RS技術,構建其空間分析模型,對輕軌交通沿線的土地利用空間分異情況及其趨勢作了分析[24]。王錫福、徐建剛等(2005)也利用GIS 方法對南京軌道交通1號線沿線不同用途的土地信息進行提取、綜合比較,進而探討南京市軌道交通建設對城市土地利用空間分異的潛在影響[25]。

通過GIS空間分析可以得出地價空間分布的直觀圖。如陳琦、劉建華(2003)通過TIN和監測樣點地價建立地價分布三維模型,運用內插地價等值線圖與城市用地基準地價底圖的疊加來宏觀分析城市地價面變化的原因[26];唐旭、劉耀林(2004)通過時序監測樣本的Voronoi圖,分析城市土地市場的熱點區域和發展趨勢[27];蔣芳等(2005)采用統計分析和GIS空間分析相結合的方法,得到北京市普通住宅出讓地價的系列空間分布圖[28];鄭穎(2008)采用GIS技術及其空間插值方法,以數字高程模型(DEM)直觀地模擬、刻畫杭州不同時期地價、房價空間分布特征及其變化規律[29]。而郭思、盧移海等(2008)以福州城區為例,對IDW和Kriging兩種插值效果進行了對比,并提出了地價梯度場的概念[30]。還有學者從GIS技術角度出發,在地價監測信息系統及地價評估與管理方面進行的研究思路、應用方法、關鍵技術、實現方法、應用結果等多方面進行了探討。

學者們的結果表明,ESDA空間數據分析顯著提高了地價空間分析過程和結果的科學性與合理性。雖然ESDA分析對數據數量要求不高,但對數據結構要求嚴格,對數據相關性和模型適用范圍也有具體規定。雖然運用GIS技術可以分析軌道附近的土地利用情況,對其附近的地價情況進行分析和預測。但是目前對軌道地價的研究還是主要集中在土地利用情況方面。

(二)GIS技術與其他研究方法相結合

將地統計學方法與GIS相結合進行地價時空變化研究的有:陳浮等(1999)利用地統計學,配合K氏估計方法,分析了常州市城市地價的空間分布圖式[31];杜國明等(2006)采用半變異函數分析商業用地地價空間連續及變異特征,用普通克里格插值方法生成地價空間分布模擬圖[32];朱明倉、辜寄蓉等(2007)從區位角度出發,在GIS 空間統計支持下,運用趨勢分析、變異函數、Voronoi圖和剖面圖等方法,對重慶市渝中區房價與地價分異特征進行實證研究[33];王霞、朱道林(2004)采用剔除二階趨勢的普通眾Kriging方法,結合GIS技術,對北京1998―2005年間的土地交易價格數據進行了時空分布格局研究[34]。

由于城市地價具有非均質擴散特征,將這兩種研究方法相結合進行地價空間插值和模擬,既可反映出地價空間分布的整體規律和變異特征,又可對樣點地價的評估誤差進行優化。并且,變異函數分析方法具有可綜合分析空間變量變異特征的優勢。雖然這種方法不涉及影響地價水平的具體因素,但各種因素的影響仍然體現在空間分布圖式之中,與現實特征有著廣泛的一致性。

還有學者對地價的空間分析結合了計量經濟學模型與GIS技術。蔣芳等(2004)在GIS空間分析技術的支持下,采用多元回歸的方法,建立北京市普通住宅地價區位模型,量化分析主要區位因子對住宅地價的影響程度[35]。杜小婭、陸躍進(2004)采用GIS技術作出地價等值線圖及專題圖,結合多元回歸方法,在統計學軟件SPSS 中分析地價同區位因子的關系,并對南京市區地價的空間分布規律的影響因素進行了探討[36]。張洪、金杰(2007)通過構建單一中心城市地價空間分析的計量經濟學模型,結合GIS空間分析方法,對昆明市2001―2005年不同用途地價的空間變化特征和影響地價空間變化的主要因素進行了實證分析[37]。

這樣結合的研究方法可以很好地彌補單純運用其中一種方法所無法避免的局限性。根據GIS技術所得到的各種地價空間模擬圖,可做多方面的剖面分析,進而對其地價空間結構及其成因進行分析,但無法繼續對影響因子的整體貢獻率以及單因子的貢獻率做進一步分析,而結合計量經濟模型再次分析,恰好可以完成這部分的分析。為了克服數據來源的不真實性,可以采用GIS實測的數據進行研究。

GIS與地統計學方法、計量經濟模型相結合對地價時空分布規律進行研究的有:杜德斌、徐建剛(1997)采用GIS技術和多元線性回歸分析方法,以土地批租地塊為樣本,分析上海市地價與城市區位因子的線性關系[38];汪應宏、張紹良等(2005)以蚌埠市為例,運用GIS技術, 結合數理統計和地質統計學知識及線性回歸和網格化方法,建城市地價的變異函數來分析商業用地、住宅用地和工業用地的變異程度[39];吳合鎮(2008)在朱明倉、辜寄蓉的指導下,通過構建房地產空間數據庫,在GIS空間統計支持下,運用多種研究方法對房價和地價空間分布特征進行分析,以預測房價和地價空間分布規律及其變化趨勢,并在此基礎上,利用驗證性統計建模方法結構方程模型,構建并得到房價與地價動態關系穩定合理的數理模型[40]。

從時空角度研究地價的分布規律,更為科學的方法是,運用GIS技術以地價監測樣點為基礎,采用多元統計分析,地學統計與分析和數學分析方法,插值生成地價等高線或三維模型,然后通過建立地價分布特征模型,對地價空間分布規律進行分析,從宏觀角度挖掘存在于空間關系中的信息。

三、小結

不同學者從不同研究角度與GIS技術相結合,采用不同的方法、模型等對地價的空間分布情況進行研究探討。實證研究結果表明:地價的分布在空間上既有連續性,也存在變異性,局部具有突變性,不同用途地價的空間分布也不盡相同。地價與區位因子之間存在著關聯性,并且這種關聯性與城市的形態、商業分布格局、CBD的功能結構有關。另外,等價線分布呈現圈層結構,但地價越高的區域面積越小;交通道路對商業用地地價分布有重要影響,城市擴展會帶動擴展方向的區域商業用地地價升高;用地地價從市中心向呈指數遞減。

國內外關于土地價格方面的研究非常深入而廣泛,并且主要還是從經濟學視角出發進行研究,但由于地價的許多特征來自于空間,因此,GIS(地理信息系統)技術被廣泛用于提取地價的空間特性。筆者主要從基于GIS技術對地價時空變化分析方面進行綜述,就近年的國內外研究動態來看,在傳統研究方法的基礎上運用GIS技術是其中的一個熱點區域。在國外的相關研究中,主要集中在空間模擬、分布模型、影響因素等微觀機理方面。而我國多停留于基準地價評估、監測與管理的中觀和宏觀層次上(國土資源部)對城市地價分布規律的研究,且多以基準地價評估為基礎,以土地級別作為基本評價單元,對于地價空間分布規律僅為中觀層次的認識。

結合GIS技術進行分析可以避免很多弊端,但還應注意以下幾點問題:(1)如何考慮自然阻隔,如河流、鐵路、橋梁等對空間分析的影響;(2)如何提高樣點數據的時效性;(3)如何形成標準的技術流程和業務規范等。另外,GIS的空間插值分析方法也是有多種,常用的是普通克呂格插值法,它突破了經典統計學的限制,綜合考慮變量的結構性和隨機性。但是,在運用地價樣點分析空間分布規律時,應特別重視樣點的質量和分布。

縱觀地價的GIS研究領域可以發現,地價的研究雖然取得了較好的成果,但其分布特征研究大都做橫向分析,缺少縱向的歷史數據的對比分析。在運用GIS進行地價研究的過程中,可以借鑒以上幾點,從而可以更加客觀、科學地對地價時空分布進行全面的剖析。

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Research on the time and space analysis of the land price based on the GIS technology

SONG Zhi-hua

篇13

1. 分形理論簡介

分形理論創始于20世紀70年代初期，創立的代表人物為美國數學家芒德布羅。自然界和現實生活中廣泛存在的具有自相似特性的非規則的幾何形態是分形理論的研究對象。分形是其組成部分以某種方式與整體相似的形。它是以分維數、自相似性、統計自相似性和冪函數等為工具，研究不具有自相似性的復雜現象，定量描述這種自相似性的參數稱為“分維數”或簡稱“分數”，記為D。由于研究的具體對象（分形）不同，其分維數計算的具體形式和名稱也有多種，最常見的分維數有相似維或容量維、信息維、關聯維和廣義維

2. 分形理論在地質構造中的應用

分形理論作為研究構造地質學的一種新方法，拓寬了構造地質的研究領域。分形理論在地質構造中應用較為廣泛的主要是斷裂構造的自相似性的分形（線性分形）。

改變觀察尺度求維數的方法是目前在斷裂構造的二維平面分布研究中應用較多的分形方法。毛政利（2004）通過該方法研究，認為個舊礦區東區斷裂構造系統在二維平面上服從分形分布。成礦有利地區斷裂構造系統分維值均較大，并成正相關性，由此推測，高松礦田具有很大的找礦潛力。

斷裂網絡具有自相似性，是一種復雜的分形體系。描述幾何不規則性的分維可以用來定量評價礦井斷裂網格復雜程度。張建中（2007）利用分形理論對祁南煤礦構造復雜程度進行了評價，分維不僅能反映出斷裂分布不均勻性，水平延伸長度和條數及其組合形式等綜合性信息，同時能分出的不同等級的塊段的分布情況，真實、準確地反映了礦井實際斷裂構造的復雜變化。分維值作為評價斷裂的復雜程度的指標較通常采用的斷裂密度指標具有明顯的優越性。

斷裂在成礦過程中的作用同樣可以通過斷裂分形值來進行描述。雷天賜（2012）通過對九嶷山地區ETM+遙感影像數據的信息提取與解譯，獲取該區斷裂構造。運用分形理論的盒維數法對斷裂構造體系進行研究，計算結果表明，區內所有斷裂相關系數平方R2=0.9964、分維值D=1.1155，說明研究區內斷裂空間結構分形特征良好。該地區具有活動性偏弱，結構較簡單的特征，與其位于華夏板塊與揚子板塊邊界處的地質特征相吻合。同時還反映了各走向斷裂的成礦作用：NE向斷裂為主要導礦構造的D值在1.0441附近；SN向斷裂為主要控礦構造的D值在0.9870附近；NW向斷裂為主要含礦構造的D值在0.9502附近。

3. 分形理論在地球化學中的應用

地球化學元素分布規律在揭示元素空間變化規律和礦化富集方面具有不可替代的作用。由于取樣和各種化學分析結果通常都具有不確定性，以及各種元素在地殼中的含量區域隨機性和分布不均勻性，所以一般統計特征來描述和刻劃地球化學元素的分布規律。然而普通的統計方法缺乏對統計特征隨空間度量尺度的變化性和樣品的空間分布的研究。此外，普通的統計方法多是建立在統計大數定量基礎之上的，因而往往對具有一般值得度量元素效果較好，但它并不能刻劃異常值。而分形理論能夠有效地克服統計方法帶來的種種不足。

在研究地球化學場中元素的分布規律方面分形理論的用運具有重要意義。謝淑云（2003）分別在安徽省長江以南約22000km2區域內采集了5489個，以北約18100km2區域內采集了4524個水系沉積物樣品，運用多重分形矩方法研究了樣品中的14種元素的分形分布規律。結果表明，金屬地球化學場元素在空間上呈四連續多重分形分布，其α-f（α）曲線上凸且連續，如擁有大型礦床的安徽江南地區相比，成礦相對較弱的安徽江北地區曲線的開口明顯較小。

地球化學廣泛的應用有效應用于地質學研究和礦產勘查中，其中異常下限的確定是決定其應用效果的一個重要因素。傳統的異常下限計算方法是基于元素的地球化學分布服從正態（或對數正態）分布為前提，但元素的地球化學分布往往呈現多重分形分布或分形分布，因此越來越多的學者采用分形理論和模型來確定元素地球化學異常下限。王志剛（2012）采用含量-總量的多重分形方法完成了海南屯昌地區地球化學異常下限的計算及異常區的圈定，并與傳統計算方法進行了對比。兩種方法計算的異常下限差異明顯，其中Cu、Ag、Au分形方法計算的異常下限高于傳統方法計算的異常下限，而Mo分形方法計算的異常下限低于傳統方法計算的異常下限。分形方法計算異常下限與傳統的方法相比另一個優勢在于計算時不損地球化學數據的完整性，因而更符合客觀實際。

傳統方法在識別與提取地球化學元素異常及定量刻畫礦床中元素的富集規律時，往往因成礦地質背景的復雜性與礦床類型的多樣性，給應用造成了一定困難。利用分形方法對地球化學元素異常的識別與提取及典型礦床的元素富集特征的定量刻畫，結合不同尺度，能更有效的反映元素的空間分布特征。劉歡（2013）采用分形理論，結合概率統計等方法，解析了西南三江南段不同尺度成礦元素的分布特征。通過多重分形等工具，闡明了不同地塊的成礦特色，系統描述了成礦元素的空間分布特征，如義敦陸緣弧和思茅盆地為Cu分布奇異性地，哀牢山結合帶、金沙江結合帶為Au分布奇異性明顯地區。同時基于多重分形等多種方法，對比分析了勐滿熱泉型金礦、北衙多類型疊加礦床以及普朗斑巖型銅鉬礦床的元素分布規律，結果顯示不同成因類型的礦床元素分布分形指數的空間規律有顯著差異，分別受控于區域NW向斷裂接觸帶、蝕變分帶及接觸帶部位斷裂系統與巖漿熱脹冷縮構造等主控因素的影響；多類型疊加礦床中的元素分布比其他兩類礦床具有更高的空間不均一性。

4. 分形理論在成礦預測中的應用

80年代末，分形理論開始引入成礦規律及成礦預測中。通過研究地質現象和地質體的分形特征，確定地質異常，建立異常分形模型，來研究其與礦化作用的內在關系。

利用已知礦體的品位建立分維模型，推測礦體的空間賦存規律。宋保昌（2002）對山西省堡子灣金礦床鉆孔中樣品的金品位進行了分形研究，其變化特征符合以分維值D為特征的冪律分布。平面上，分維值由南向北逐步減小。垂向上，分維值由角礫巖體下部到上部逐漸變小。結合礦區角礫巖體結構特征、構造、淺層地震勘探與坑探以及礦體賦存部位，提出了礦體可能的空間賦存規律。品位空間分布的均一性與D值成反比，D值越小均一性越差，某些地段礦體中相對集中的出現高于平均品位樣品的可能性也越大，但礦體規模較小且分散；反之，D值越大，礦化越均一，如果礦體中出現高品位值，這時該礦體為富礦體可能性大。

利用分形理論研究遙感線性構造，并在此基礎上進行區域成礦遠景分析和預測以及得到普遍應用。趙少杰（2011）在桂東地區ETM+遙感影像742波段融合的基礎上，運用分形幾何學的原理和方法對該地區線性構造和環形構造進行解譯。利用計盒維數法求得研究區的遙感線性構造分維值（D）；強構造活動帶分維值（D）介于1.4～1.85，這些地帶是成礦優勢區域。綜合分析區域地質和地球化學、遙感蝕變信息異常、線性構造分維等值線等信息、已知礦床（點）信息，確定了三級成礦遠景區。

為了更加細致可靠的劃定異常區范圍，可以利用分形方法計算出元素的含量在空間上的變化，進而消除噪聲區域，這樣成礦遠景區預測的準確度可以大大的得到提高。鄢旭久（2012）對黑龍江漠河地區Au、Cu、Pb、Zn等元素，進行了“C-A”分形模型統計分析，揭示出各元素空間分布的分形結構特征和無標度區范圍，得出Au、Cu、Pb、Zn元素化探異常下限值分別為3.1×10-9、28.1×10-6、28、4×10-6、114.1×10-6，共圈定出33個金異常區。綜合漠河地區礦體、地層、構造等地質要素及Cu、Pb、Zn異常區的關系，圈定8個區域具有金礦找礦前景。

5. 討論和建議

（1）分形統計在地質研究中應用，首先要考慮建立合適的理論體系和分形模型。而如地質數據的分形結構、地質現象的分形重建和分形估值等多重分形理論的研究現在應用的越來越廣泛。

（2）由于地質演化過程十分復雜，因此在揭示地質過程演化機制中，有必要結合混沌理論、協同學等其他非線性科學來進行共同的探討研究。

（3）需要進一步拓寬分形學在地質學中的應用領域，在解決傳統問題（如礦床統計預測）的同時，注意與模糊數學、地質統計學的交叉應用，使數學地質的研究內容得到越來越多的充實。

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