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篇1
摘要： 骨骼肌的力学性能是决定力量素质的基础。本文从骨骼肌的力学特性出发,采用不同的间歇时间，观察离体骨骼肌的力量变化。结果表明，训练6周后，骨骼肌的相对力量比对照组增加22.64%；间歇20秒后骨骼肌的相对力量下降7.78%，恢复效果最好。
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.
关键词：间歇时间 骨骼肌 力学特性
Key words: intermittent time；skeletal muscle；mechanical properties
中图分类号：R2 文献标识码：A文章编号：1006-4311（2011）19-0308-02
0引言
力量素质是各项体育运动的基础，特别对于力量性项目，起着至关重要的作用。而骨骼肌的力学性能是决定力量素质的基础。近年来，骨骼肌的力量训练方案、运动量、运动强度的研究已相当广泛，但训练界大多从生理、生化角度探讨对整体运动能力影响，而对力量性项目中的主要器官──肌肉的研究相对较少。本文从骨骼肌的力学特性出发，采用不同的间歇时间，观察骨骼肌的力量变化。此种方法的研究将给该领域的研究开辟新的途径，注入新的活力。
1研究对象
成年Sprague-Dawley雄性大鼠40只，体重为200-220g，两月龄，标准饲料分笼喂养，自由饮食。室内温度18～20°C，相对湿度50%±10%。
2研究方案
2.1 训练方案
2.1.1 动物分组将40只大鼠按体重分层，随机分为2组，正常对照组（NC）20只，力量训练组（PT―Power training）20只，练6周，每周测量大鼠体重、体长。
2.1.2 训练安排根据本实验的特点──力量训练采用电鼠笼（生理刺激器：波形―方波，频率―50Hz，电压―20-50V）刺激大鼠进行跳跃训练[1]。PT组（20只）动物均先进行1周的预训练，学习跳跃运动。以后隔天训练1次，共进行6周。运动量和运动强度具体安排见表1。
2.2 实验仪器与测量方法
2.2.1 主要仪器电鼠龙、MULTI TELEMETER511（日本）4导记录仪、张力换能器、生理电刺激仪、ACS-ZJ型双面电子计重秤。
2.2.2 测量方法
2.2.2.1 肌肉试件的制备实验前先测量大鼠的体重，然后用2%巴比妥钠（100ml/kg），腹腔皮下注射醉麻大鼠。在生活状态下，分离出完整的腓肠肌，用断骨钳距腓肠肌近侧附着点2cm处剪断股骨，从小腿的中部剪断胫腓骨[2]，将其放入乐氏液中（温度30℃）。整个过程在5分钟内完成。
2.2.2.2 腓肠肌最大等长收缩力的测试测试前对记录仪进行标定，然后将制备好的腓肠肌试件固定好。标本放置在内有30℃的乐氏液肌槽内；标本的一端固定，另一端用细线和张力换能器相接；张力换能器与四导生理记录仪相连；用生理电刺激仪刺激（频率60c/s，波宽0.3ms，振幅60v，波型方波，复刺激）腓肠肌，使之发生强直收缩[3]，记录仪在记录纸上描记出收缩力曲线，根据曲线读出力值大小；每个间歇时间段选用5个样本。
2.3 数据处理本研究数理统计采用国际通用的统计软件SPSS中的单因素方差分析，组间相互比较采用LSD法检验。
3实验结果
3.1 大鼠训练过程中体重变化NC组的体重前5周呈直线上升，第6周后上升速度趋缓但始终是上升的趋势；PT组在训练2周后体重增加趋缓，训练6周后体重有所下降。
3.2 力量训练对骨骼肌的影响结果
3.2.1 训练6周后大鼠腓肠肌最大等长收缩力变化大鼠训练6周后最大等长收缩力/体重值增加22.64%，经LSD检验差异非常显著。具体情况见表2。
3.2.2 不同间歇时间大鼠腓肠肌最大等长收缩力变化
3.2.2.1 正常对照组不同间歇时间大鼠腓肠肌最大等长收缩力变化
3.2.2.2 训练组不同间歇时间大鼠腓肠肌最大等长收缩力变化4分析与讨论
4.1 决定肌肉力量的生物学因素影响力量素质的因素是多方面的，概括起来主要包括：肌肉因素，神经调节因素（大脑的兴奋性；突触的传递速度；神经肌肉兴奋传递；运动单位的募集等），骨杠杆的机械效率（肌肉的协同作用；关节的角度等）等[4]，其中最关键的是肌肉因素。关于肌肉的收缩机理，肌肉收缩的微丝滑动学说已得到广泛的承认和应用。ATP是肌肉活动的直接能量来源：首先神经活动需要ATP，Ga2+ 泵、Na+ 、K+泵离不开ATP，ATP水解释放能量是促使肌丝滑行的直接动力。而人体骨骼肌细胞中ATP储量少（4.7～7.8mmol/kg湿肌），运动训练也不能明显增加ATP储量，肌细胞也不能直接吸收血液或临近细胞的ATP。ATP消耗后的恢复速度是影响运动能力的最重要因素，而骨骼肌细胞内可以提供能量合成ATP的分解代谢途径主要有三条：①磷酸肌酸（CP）分解释放能量合成ATP，由ATP和CP分解反应共同构成磷酸原供能系统；②肌糖原和葡萄糖分解生成乳酸的过程中，释放能量合成ATP，构成不需要氧的糖酵解系统；③在有氧条件下，糖、脂肪和蛋白质氧化分解生成CO2和H2O的过程中，释放能量合成ATP，构成有氧代谢供能系统。这三种供能系统最大功率输出的次序是磷酸原>糖酵解>糖有氧氧化>脂肪酸氧化，其下降速率接近50%。在运动中供能系统的最大功率输出与人体运动的最大输出功率基本一致[5]。快速力量要求人体有较大的输出功率，这就决定了其供能形式只能是以磷酸原和糖酵解供能为主。
4.2 骨骼肌最大等长收缩力变化规律为了研究骨骼肌力量的变化规律，我们测试了大鼠离体腓肠肌的最大等长收缩力，用其相对值（最大等长收缩力/体重）间接反映骨骼肌快速力量的变化。实验表明：肌肉的相对力量在训练6周后与对照组相比增长22.64%。间歇10秒后，肌肉的相对力量下降了28.24%，这可能由于离体肌肉在经过强直收缩后，能源物质消耗过多，恢复时间短的原因所制。间歇15秒后，肌肉的相对力量下降了17.99%。间歇20秒后，肌肉的相对力量下降了7.78%，已恢复到所选间歇时间段的最高水平，这可能是由于间歇时间合理，能源物质得到了充分恢复。随着间歇时间的延长，肌肉的相对力量不在增加而是出现下降趋势。间歇25秒后，肌肉的相对力量下降了8.44%。本实验中的肌肉相对力量无论间歇时间多长，均没有恢复到原有水平，亦未表现出运动生理学中提及的超量恢复现象。原因首先可能由于所选样本是离体肌肉，尽管将离体肌肉放在30℃的乐氏液肌槽内也不能和在体肌的生理条件相匹配，致使肌肉工作的环境条件发生变化，导致肌力下降。其次由于间歇时间长，肌肉的活性以及神经系统的兴奋性亦受到影响。第三由于肌肉工作生理条件从机体到乐氏液肌槽内，导致能源物质的恢复受到很大程度的局限。由于动物实验的局限性我们只能以肌肉的最大等长收缩力的变化来间接的反映不同间歇时间肌肉力量的变化。建议对此应进一步进行人体实验，以便训练中合理的安排间歇时间。
5结论
5.1 根据本实验训练方案大鼠训练6周后，肌肉的相对力量（最大等长收缩力/体重值）与对照组相比增加了22.64%。
5.2 依据所选间歇时间段，间歇20秒后肌肉的相对力量与训练6周后相比下降了7.78%，已恢复到所选时间段的最高水平，恢复效果最为理想。
参考文献：
[1]李俊平，徐玉明等.常用动物运动模型的方式与发展[J].北京体育大学学报，2006，29（12）：1669-1671.
[2]周里.大鼠骨骼肌急性拉伤的生物力学及组织学研究[D].上海体育学院95级博士毕业论文.1998，12.
篇2
[文献标识码] A
[文章编号] 1674-0742（2015）07（b）-0023-02
库欣综合症即皮质醇症，主要是由于多病因引起以高皮质醇血症为主要特征的临床综合症，临床常表现为多血质外貌、满月脸、向心性肥胖、紫纹等，并可诱发继发性糖尿病、骨质疏松等，对于中老年患者严重影响其生活质量，而对于青少年则可对其身体发育及性成熟等产生不同程度的影响。由于皮质醇具有潴钠排钾的作用，当库欣综合症患者表现为血皮质醇指标异常升高时患者可表现为血钾指标降低，并且机体钠总量显著增加，血容量增大，患者血压上升并出现不同程度的下肢水肿，该组研究整群筛选2013年12月-2015年1月该院收治的库欣综合症患者156例为研究对象，旨在通过对不同血钾水平的库欣综合症患者进行分析，探讨其临床特点及并发症发生趋势。
1 资料与方法
1.1 临床资料
整群筛选2013年12月-2015年1月该院收治的库欣综合症患者156例，作为研究对象。根据患者血钾水平将其分为正常组（血钾始终未低于3.5mmol/L）与低血钾组（目前或曾经血钾低或正在接受补钾治疗），其中正常组62例，低血钾组94例，见表l。纳入标准：所有患者对本组实验完全知情同意；年龄在20岁及以上者；确诊为库欣综合症患者。排除标准：原发性血钾水平异常者；原发性心脑血管疾病患者；恶性肿瘤患者；严重心脑血管疾病这。
1.2 研究方法
比较低血钾组与正常组患者的临床一般表现，如性别比例、年龄、病程时间等，采集患者清晨空腹血液进行组血清ACTH、F和24h UFC水平检测，并进行大剂量地塞米松抑制试验，观察两组患者并发症发生情况，取静脉血5mL，分离血清后保存于一20℃环境中，采用RI A法进行测定，试剂由天津九鼎公司北方研究所提供，仪器为我院FJ-200 8Gγ计数仪。
1.3 统计方法
采用IBM SPSS 19统计软件进行数据统计学分析。计量资料采用t检验，用（x±s）表示，计数资料采用X2检验，P
2 结果
2.1 两组患者基础资料比较
正常组男女比例为1：6.75（8：54），低血钾组男女比例为1：2.13（30：64），性别比较差异有统计学意义（X2=4.429，P=0.038
2.2 两组患者激素水平比较
所有患者血清促肾上腺皮质激素（adrenocorticotropic hormone，ACTH）和皮质醇（F）都失去正常昼夜节律，低血钾组不同时点的ACTH和F、24h尿游离皮质醇（24h UFC）均显著高于正常组，差异有统计学意义（P
3 讨论
篇3
一、研究对象与指标
研究对象：本文将网站――中国精彩网址（）所的广东地区的大学和广西地区的大学的网站作为研究对象，广东地区用1表示，广西地区用2表示。
研究指标：基于可行性的考虑，本文将访问量、点击率、总网页数、总链接数、外部链接数、外部网络影响因子、网站建设速度、网站利用效率作为研究指标，共8项。访问量：此值是测度网站受欢迎程度的有效指标;点击率：网站的信息内容及服务对用户的吸引力越大，此值愈大，总网页数值越大，说明网站的规模和信息量越大;总链接数：包括内部链接量和外部链接量，内部链接量反映网站的自组织能力，外部链接量则反映网站的影响力;外部链接数：此值反映的是网站利用程度的高低和影响力的大小;外部网络影响因子：是测度网站影响力的最佳指标之一;网站建设速度：反映网站的建设速度;网站利用效率：量度网站利用效率和发展态势的重要指标。
二、指标数据获取工具和方法
访问量、点击率的数据是通过国务院新闻办发起，中国互联网协会主办，中搜提供技术支持的国家级互联网网站排名项目“中国网站排名网（.cn）”的“三月平均访问量”和“三月平均点击率”来获取。
总网页数、总链接数、外部链接数的数据通过搜索引擎AltaVista获取，以中山大学为例，检索式分别为：
Host：
Link：
Link： -Host：
外部网络影响因子的数据由检索得到的外部链接数与总网页数相除得到。
网站建设速度、网站利用效率的数据则是通过使用“互联网档案馆（） ”的“Way Back Machine（时光倒流机器） ”获取其相对年龄，然后用总网页数和总链接量分别与之相除得到。
各个特征指标的统计特征值通过统计分析工具SPSS16.0获取。
网络具有很强的动态性和不稳定性，为了减小由此带来的数据误差，我们争取在两天内完成了数据的搜集
三、研究思路
本研究依照下面思路进行：
⒈获取特征指标的数据（限于篇幅，文中不显示这些数据）。方法和工具如上所述。
⒉填充缺失值：使用SPSS的菜单“TransformReplace Missing Values……”进行。基于很多的原因，通常我们在研究中收集到的数据并不能完整，部分记录存在缺失数据的情况，即存在空白数据，为了方便进行统计分析，需要将这些缺失值填充替代，以便形成完整的数据序列。SPSS提供了很多种填充缺失值的方法，本研究选用Series mean法，即采用变量所有的非缺失值的均值对缺失值进行填充。
3.获取特征指标的统计特征值：使用统计分析工具SPSS的菜单“AnalyzeDescriptive StatisticsExplore……”进行。在统计学中，对数据分布的规律，要从三个方面进行描述和测度：一是分布的集中趋势，即反映各数据集中在什么水平上;二是分布的离散程度，即反映各数离开中心值的趋势;三是分布的偏态和峰度，即反应数据分布的形态特征。集中趋势是指一组数据向某一点集中的情况，测度集中趋势也就是寻找数据一般水平的代表值或中心值，常用的度量集中趋势的特征值有数值平均数（算术平均数、调和平均数、几何平均数）和位置平均数（中位数）。离散程度是指一组数据差异程度的情况，常用的度量离散程度的特征值有全距、平均差、标准差和离散系数。偏态和峰态是指一组数据分布的形状是否对称，偏斜的程度以及分布的扁平程度，常用的度量偏态和峰态的特征值有偏度和峰度。本文选取了算术平均数、最小值、中位数、最大值、全距、标准差、离散系数、峰度和偏度等9项统计特征值用于对特征指标的数据分布规律的描述，SPSS的输出结果见下表。
⒋绘制特征指标的数据分布的频率直方图：使用SPSS的菜单“GraphsHistogram……”进行。在统计学中，为了直观和形象地显示某个变量的数据分布规律性，通常会使用图形。统计学中使用的图形类型很多，本研究选择使用频率直方图 （限于篇幅，图略去），其中横轴表示所考察的特征指标，并标出各区间上、下限，纵轴表示频率，以每一组区间为底，以该区间上的频率为高画一个长方形。
5.绘制P-P概率图，确定特征指标的分布函数：使用SPSS的菜单“AnalyzeDescriptive StatisticsP-P…[2] [3]”进行。在统计学里，通常会利用P-P概率图来确定一个变量的分布函数。所谓P-P概率图，是以变量的累计概率为横轴，以指定理论分布的理论累计概率为纵轴描出的散点图。如果待确定变量来自于指定理论分布总体，则所有的点分布在一条直线附近。本研究分别以13种的概率分布，即Beta（贝塔分布）、Chi-square（卡方分布）、Exponential（指数分布）、Gamma（伽玛分布）、Half-normal（半正态分布）、Laplace（拉普拉斯分布）、Logistic（逻辑斯谛分布）、Lognormal（对数分布）、Pareto（帕雷托分布）、Student t（t分布）、Weibull（威布尔分布）、Uniform（均匀分布）对两地区大学网站的各个特征指标进行拟合，确定其数据分布函数。（限于篇幅，图略去）
6.分析数据，对比研究。
7.得出结论。
四、数据分析及对比研究
⒈从表和频率直方图我们发现两地区的大学网站八个特征指标的数据分布都不符合正态分布规律。无论是广东地区还是广西地区，其大学网站的八个特征指标的数据算术平均数均大于中位数，峰度全大于0。除点击率外，所有特征指标的数据的分布偏度均大于1。
⒉从图P-P概率图发现，只有用对数正态分布对所有特征指标的数据进行拟合，P=P概率图上所有的点才呈现分布在一条直线附近。
⒊流量特征指标的对比研究。广东地区的大学网站平均访问量为24.24人/百万人、平均点击率为4.89页/人，而广西地区的大学网站两指标的平均值分别为13.24/百万人和4.51页/人，根据两地区的大学网站的两项指标之间的差距，我们能很确切地指出，广东地区的大学网站的受欢迎程度和信息内容及服务对用户的吸引力要高于广西地区的大学网站。不过，广东地区的大学网站访问量的离散系数要远高于广西地区的大学网站的。从这一点看，广东地区不同的大学网站的受欢迎程度差异要远大于广西地区的。
⒋链接特征指标的对比研究。①广东地区的大学网站总网页数的平均值为5353.53，离散系数为1.67，而广西地区的大学网站同样指标的平均值为5589.35，其离散系数是1.29，说明广东地区的大学网站平均规模和信息量相对要小一点，但是广东地区不同的大学网站的规模的差异较之广西地区的要大。②广东地区的大学网站总链接数、外部链接数、外部网络影响因子平均值分别为3465.04、2478.20与3.35，广西地区的大学网站上述特征指标的平均值为2180.18、1352.78与0.63，在绝对量上，前者分别是后者的1.6倍、1.8倍与2.2倍，两者具有明显差异，这些差异表明广西地区的大学网站在自组能力以及影响力方面较之广东地区的要逊色许多。广东地区的大学网站总链接数的离散系数要小于广西地区的大学网站的，而另外两个指标的离散系数就要高于广西地区的大学网站的，这样的差异说明广东地区不同的大学网站自组能力差异要小于广西地区不同的大学网站，但就影响力而言，广东地区不同的大学网站的差异相对广西地区的要大，
⒌速度特征指标的对比研究。广东地区的大学网站网站建设速度、网站利用效率平均值分别是112.13与42.33，广西地区的大学网站同样的特征指标平均值为77.30与25.88，两者具有显著差异，这些差异说明广东地区的大学网站建设速度较之广西地区的大学网站的要快，利用效率相对也高。两指标的离散系数也都是广东地区的大，相对广西地区，广东地区不同的大学网站的建设速度和利用效率差异要大一些。
五、结论
通过对两广地区的大学网站三大特征（流量特征、链接特征和速度特征）指标的数据分布规律的比较研究，我们可以得出以下结论：
⒈两地区的大学网站各个特征指标的数据分布形状相似，全为右偏、尖峰分布，而且，除点击率外所有指标的数据分布都是高偏分布。
⒉两地区大学网站所有的特征指标的数据均大致符合对数正态分布。
⒊广东地区的大学网站八个特征指标除总网页数外，其算术平均数均大于广西地区的大学网站的，算术平均数反映了一组数据的平均水平。也就是说，广东地区的大学网站总体来说，无论是建设的速度，受欢迎的程度，还是网站利用效率或者影响力都要高于广西地区的大学网站的。
⒋广东地区的大学网站八个特征指标除总链接数外，其离散系数均高于广西地区的大学网站的，离散系数显示了一组数据差异程度的情况。因此，可以说，相对广西地区，广东地区大学网站的发展不是那么均衡，不同大学的网站建设速度、利用效率以及其影响力存在着较大的差异。
参考文献：
[1]李长玲，王效岳，付鑫金.网站定量评价指标体系构建与权值分配[J].图书情报工作，2008（7）.
[2]余建英，何旭宏.数据统计析与SPSS应用[M].北京：民邮电出
版社，2003.
[3]章文波，陈红艳.实用数据统计分析与SPSS 12.0应用[M].北京：人民邮电出版社，2006.
[4]茆诗松.统计手册[M].北京：科学出版社，2003.
篇4
1 资料与方法
1.1一般资料 从2014年1月1日～10月31日以来，对孝感地区无偿献血者做了ABO血型调查，共统计25504人，其中男15698人、女9806人。年龄18～60岁。符合《献血者健康检查要求》。血液标本采用EDTAK2抗凝，5.0ml。
1.2试剂 抗A、抗B标准血清（单克隆抗体） 由上海血液中心提供， 标准A、B、O红细胞由由上海血液中心提供；仪器为Metis 200-8全自动血库系统。严格按照试剂盒说明书要求进行。
1.3方法 ABO血型采用正反定型试验：取静脉抗凝全血。ABO正、反定型，由仪器自动判读结果。
1.4统计学分析 血型统计采用频率计数法，不同血型间的比较采用χ2检验。
2 结果
对调查对象进行ABO 正反定型， 共检出A型8228例， B型6276例， O型8705例， AB型2295例， 用统计学方法进行分析，样本调查报告结果基本符合血型遗传学规律。
2.1孝感地区无偿献血者ABO血型总分布情况与其他地区间比较 孝感地区25504名无偿献血者ABO血型分布调查结果，以O性最多，AB型最少，血型分布特征为（O>A>B>AB），见表1。
2.2不同年龄间ABO血型分布 见表2。
2.3各种血型男女所占比例 见表3。
3 讨论
血型是人类的一种遗传性状，ABO血型基因分别存在于9q34.1-q34.2和1q34.3-q36.1不同染色体上，各自的遗传符合Hardy-Weinberg平衡定律，具有多态性和复杂性，由于遗传性状、种族、地域和地区的差异，人类红细胞血型在民族、地域分布上具有很大的差异[1]。从表1看，本地区ABO血型分布规律为O>A>B>AB，其中O型频率较高符合南方地区分布规律。根据数据分析表明ABO 血型分布特征为O>A>B>AB，通过上述的数据分析后进行比较后，对于血液的合里储存及计划用血及血站在节假日时的储存，有一定的使用价值；与哈尔滨地区（B>O>A>AB）[2]分布特征不同，与衡阳[3]、资阳[4]和佛山顺德[5]地区分布特征相同（均为O>A>B>AB），说明在孝感地区O型血分布最为广泛， 所以血站在储存血液时应有所应对。同时通过大规模的无偿献血者的ABO 血型调查，了解我国不同省市的ABO 血型分布是很有必要性。本研究显示，按照A∶B∶O∶AB=3.5∶2.7∶3.6∶1采集、储存血液，可以最大限度地避免血液过期报废，同时又尽可能保证临床用血。
表2结果显示，不同年龄间ABO血型所占频率有明显差异。从表中可得出18岁至30岁的人群中ABO各血型所占比例普遍高，所以血站要动员这类群体主动进行无偿献血。表3结果显示，在无偿献血者中男性ABO各血型所占比例明显高于女性，表现型频率为O>A>B>AB。通过对孝感地区无偿献血者ABO血型分布的调查，掌握其基本分布情况，为各医院提供可靠的血液资源信息，便于各医院计划用血，合理利用血液资源，同时也为在无偿献血采集工作中，按照A∶B∶O∶AB=3.5∶2.7∶3.6∶1采集、储存血液，避免偏型采集造成血液浪费，为血液动态采集、动态储存提供指导，最大限度地避免血液过期报废，同时又尽可能保证临床用血。
参考文献：
[1]王爱梅，丁玉琴，马凤巧.豫西南地区汉族人群ABO 血型及Rh血型分布调查[J].实用预防医学，2005，12（3）：581-582.
[2]张春燕，崔聃，刘杰，等.哈尔滨地区自愿无偿献血者ABO、Rh血型分布特征的研究和应用[J].黑龙江医学，2007，31（2）：153-154.
篇5
脂蛋白(a)[LP(a)]是由特异的载脂蛋白(a)与低密度脂蛋白的载脂蛋白B1001以S-S键的形式结合而形成的大分子复合物，是冠心病的独立危险因素，具有致动脉粥样硬化作用川。我们对2006～2007年荆州市来我院体检的1264名成年人的LP(a)测定资料及问卷调查进行统计分析，旨在了解荆州市居民的LP(a)水平的现状，分布特征及影响因素。
1 资料与方法
1．1 资料：收集2006-2007年在荆州市中心医院做健康体检的成年人(不排除有某些疾病)的LP(a)数据作分类分型研究，并同时给予相关问卷调查。将观察对象1264例分为青年组(18～39岁)、中年组(40～49岁)、老年前期组(50～59岁)及老年组(岁以上)4组，每组又按性别分2组。
1．2 方法：体检人群检测前天晚餐不进高脂膳食，空腹12小时清晨采集静脉血。当日上午2小时内取血清在BECKMANCOULTER LX20全自动生化分析上进行测定。LP(a)测定采用免疫比浊法。试剂、校准品及质控品均由日本第一化学株式会社提供。
1．3 诊断标准：参照(全国临床检验操作规程)参考范围f2I，以LP(a)＞300mg/L为异常。
1．4 统计学分析：采用SPSSl3.0软件，正态性检验用“K-S”检验法，不同分组间比较：符合或近似正态性的数据用F检验，偏态分布的数据用秩和检验。
2 结果
2．1 不同年龄、不同性别LP(a)的水平及异常分布：4个年龄组的LP(o)的调查数据统计结果见表1，经正态性检验为偏态分布(P＜0.05)，结果以中位数表示，并列出5％～95％的百分位数。各年龄段、各性别间LP(a
2．2 吸烟、饮酒、饮食、体重情况对LP(a)影响：不同的吸烟、饮酒、饮食、体重情况异常LP(a)的患病率无统计学差异(P＞0.05)，见表2。
3 讨论
篇6
doi:10.3969/j.issn.1007-614x.2012.05.232
doi:10.3969/j.issn.1007-614x.2012.05.232
近年来，由于抗生素、免疫抑制剂和激素的广泛应用，临床真菌的感染呈逐年上升趋势，而致病菌的耐药性日趋严重致使感染难以治愈。为有效控制医院真菌感染，对2009年8月～2011年7月检出的296株医院真菌感染的临床分布特征、相关危险因素及耐药情况进行回顾性分析，为临床治疗及合理用药提供科学依据，现报告如下。
近年来，由于抗生素、免疫抑制剂和激素的广泛应用，临床真菌的感染呈逐年上升趋势，而致病菌的耐药性日趋严重致使感染难以治愈。为有效控制医院真菌感染，对2009年8月～2011年7月检出的296株医院真菌感染的临床分布特征、相关危险因素及耐药情况进行回顾性分析，为临床治疗及合理用药提供科学依据，现报告如下。
资料与方法
资料与方法
菌株来源于2009年8月～2011年7月收治患者的痰、伤口分泌物、中段尿、血液、胸腹水、咽拭之、粪便等各类标本。
菌株来源于2009年8月～2011年7月收治患者的痰、伤口分泌物、中段尿、血液、胸腹水、咽拭之、粪便等各类标本。
质控菌株：白色念珠菌ATCC64548、ATCC64550，购自河南省临床检验中心。
质控菌株：白色念珠菌ATCC64548、ATCC64550，购自河南省临床检验中心。
细菌培养鉴定与药敏试验及结果判读：细菌分离培养按全国检验操作规程(第3版)进行。细菌鉴定采用法国生物梅里埃公司AI鉴定系统；药敏试验采用K-B纸片扩散法，判读标准按美国实验室标准化委员会(NCCLS)相关文件判读结果，抗真菌药物纸片均购自丹麦Rosco公司。
细菌培养鉴定与药敏试验及结果判读：细菌分离培养按全国检验操作规程(第3版)进行。细菌鉴定采用法国生物梅里埃公司AI鉴定系统；药敏试验采用K-B纸片扩散法，判读标准按美国实验室标准化委员会(NCCLS)相关文件判读结果，抗真菌药物纸片均购自丹麦Rosco公司。
统计学处理：采用世界卫生组织提供的WHONET5.4软件对资料进行统计分析。
统计学处理：采用世界卫生组织提供的WHONET5.4软件对资料进行统计分析。
结 果
结 果
感染部位：296株真菌主要来源于呼吸道标本188株(63.5%)、尿液94株(31.8%)、血液4株(1.4%)、脓液及分泌物6株(2.0%)、白带4株(1.4%)。
感染部位：296株真菌主要来源于呼吸道标本188株(63.5%)、尿液94株(31.8%)、血液4株(1.4%)、脓液及分泌物6株(2.0%)、白带4株(1.4%)。
科室分布：296株医院真菌感染患者中，呼吸内科144株(48.7%)、肿瘤内科44株(14.9%)、神经内科12株(4.0%)、肾内科24株(8.1%)、泌尿外科20株(6.76%)、中医内科20株(6.76%)、其它科室32株(10.8%)。
科室分布：296株医院真菌感染患者中，呼吸内科144株(48.7%)、肿瘤内科44株(14.9%)、神经内科12株(4.0%)、肾内科24株(8.1%)、泌尿外科20株(6.76%)、中医内科20株(6.76%)、其它科室32株(10.8%)。
人群分布：从年龄分布看，0～30岁1例(0.3%)，30～60岁26例(8.8%)，60岁以上269例(90.9%)。
人群分布：从年龄分布看，0～30岁1例(0.3%)，30～60岁26例(8.8%)，60岁以上269例(90.9%)。
菌种分布：分离的296株真菌中，其中白色念珠菌178株(60.1%)，热带念珠菌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%)。 菌种分布：分离的296株真菌中，其中白色念珠菌178株(60.1%)，热带念珠菌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%)。
真菌的药敏试验：临床分离的296株真菌对抗真菌药物的药敏结果，见表1。
真菌的药敏试验：临床分离的296株真菌对抗真菌药物的药敏结果，见表1。
讨 论
讨 论
深部真菌属于条件致病菌，在人体皮肤、黏膜中亦可检出，当机体免疫力低下或外来因素作用，使机体微生态平衡失调或保护屏障受损时，真菌则会乘虚而入或超常繁殖引起机体真菌感染［1］。从统计结果看，两年来共检出真菌296株，真菌的感染率0.53%，院内真菌感染以白色念珠菌为主(60.1%)，与国内其它报道一致［2］。主要存在科室是呼吸内科，其次肿瘤内科，主要感染人群为60岁以上的老年人90.9%，原因是呼吸内科及肿瘤内科的患者大多患有各种基础疾病、用过多种抗生素、化疗药物及糖皮质激素、进行过各种侵入性操作等因素的影响，是引起真菌感染的主要原因；另外，60岁以上的老年人，因生理防御功能减退、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，因此要加强对这两个部位的护理和观察，特别是在进行各种侵入性操作时，要严格按院感要求进行消毒，预防和控制真菌感染的发生。
深部真菌属于条件致病菌，在人体皮肤、黏膜中亦可检出，当机体免疫力低下或外来因素作用，使机体微生态平衡失调或保护屏障受损时，真菌则会乘虚而入或超常繁殖引起机体真菌感染［1］。从统计结果看，两年来共检出真菌296株，真菌的感染率0.53%，院内真菌感染以白色念珠菌为主(60.1%)，与国内其它报道一致［2］。主要存在科室是呼吸内科，其次肿瘤内科，主要感染人群为60岁以上的老年人90.9%，原因是呼吸内科及肿瘤内科的患者大多患有各种基础疾病、用过多种抗生素、化疗药物及糖皮质激素、进行过各种侵入性操作等因素的影响，是引起真菌感染的主要原因；另外，60岁以上的老年人，因生理防御功能减退、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，因此要加强对这两个部位的护理和观察，特别是在进行各种侵入性操作时，要严格按院感要求进行消毒，预防和控制真菌感染的发生。
从药敏试验结果显示(表1)，临床真菌对4种真床真菌菌药物的敏感率菌＞80%，其中两性霉素的敏感率最高达97.9%，两性霉素在无药敏结果的情况下，可以作为首选抗真菌药物。尽管所测真菌耐药性不高，但真菌感染的危害性强，治疗难度大，因此，要重视临床标本中病原菌的分离培养和药敏试验，严格依据用药指征使用抗菌药物，提高机体防御能力，减少糖皮质激素的应用，同时，加强院内感染的监测，以减少真菌的传染及耐药性提高。
从药敏试验结果显示(表1)，临床真菌对4种真床真菌菌药物的敏感率菌＞80%，其中两性霉素的敏感率最高达97.9%，两性霉素在无药敏结果的情况下，可以作为首选抗真菌药物。尽管所测真菌耐药性不高，但真菌感染的危害性强，治疗难度大，因此，要重视临床标本中病原菌的分离培养和药敏试验，严格依据用药指征使用抗菌药物，提高机体防御能力，减少糖皮质激素的应用，同时，加强院内感染的监测，以减少真菌的传染及耐药性提高。
参考文献
参考文献
1 李娅娟,李恩泽,时萍,等.院内侵袭性深部真菌感染80例临床与病原学分析［J］.中华医院感染杂志,2007,17(8):1028-1030.腥0例临床与病原学分析［J］.中华医院感染杂志,2007,17(8):1028-1030.
篇7
本实验通过研究维吾尔族宫颈癌肿瘤微环境中DC的数目、形态、分布特征推测肿瘤局部免疫功能状态， 为宫颈癌预后的判断和生物治疗提供实验依据。
1 材料与方法
1. 1 材料 宫颈对照组、慢性炎症组、CIN组、肿瘤组取自新疆医科大学第五附属医院病理科2008年4月至2012年3月间存档组织蜡块。标本共计100例， 其中对照组15例；慢性炎症组15例；CIN组30例；宫颈癌40例；均为维吾尔族；临床分期：0～Ⅰ期7例， Ⅱ期16例， Ⅲ期17例；病理分级：高中分化17例， 低分化23例；肿瘤直径< 4 cm者14例， ≥4 cm者26例。
1. 2 方法
1. 2. 1 免疫组化 所有标本经10%福尔马林液固定， 取材脱水后， 石蜡包埋， 4 μm厚连续切片， 分别行HE染色和DC免疫组化染色。鼠抗人单克隆S-100抗体购自福州迈新公司。免疫组化采用S-P法， 严格按S-P试剂盒说明书操作。用已知阳性片做对照， PBS代一抗做阴性对照。
1. 2. 2 结果判定 S-100蛋白阳性标记的DC呈棕黄色， 定位在胞浆。DC的浸润程度， 依据Furukawa[3]等提出的分级标准：在低倍镜下选择细胞最密集的区域， 用400倍镜观察10个不连续视野计数， 0～20个阳性细胞为无～轻度浸润， >20个为显著浸润。
1. 3 统计学方法 应用SPSS13.0统计软件包进行统计学分析， 对相关数据进行χ2检验， 检验水准α=0.05。
2 结果
2. 1 DC 在子宫颈各级上皮中的形态特点和分布 对照组、慢性炎症组DC分布于鳞状上皮基底细胞层及棘细胞层， 呈分枝状， 有较多突起。CIN中部分DC的突起与周围异型上皮细胞接触， 包绕细胞。早期癌周围组织中， DC散在分布于距癌巢较远的癌周区， 多数胞浆有多个突起， 呈分枝状；分布于癌巢内的DC多呈圆形或椭圆形， 少数有较多分支， 也可见到DC的突起与肿瘤细胞接触。晚期DC的数量明显少于早期癌组织， 少见DC与肿瘤细胞接触。
2. 2 DC与宫颈癌临床病理参数的关系（见表1）
临床0～Ⅰ期、Ⅱ期、Ⅲ 期宫颈癌患者DC高度浸润组例数分别是：4例、7例、2例， 高度浸润率分别是57.1%、43.75%、11.76%， 其高度浸润率随肿瘤分期而降低， 差异具有统计学意义（P
高中分化与低分化宫颈癌患者DC浸润程度相比差异无统计学意义（P>0.05）。
肿瘤直径≥4与0.05）。
3 讨论
DC作为功能最强的专职抗原呈递细胞， 能激活静息型T细胞激发初始免疫应答， 在体内发挥强大的免疫监视功能[4]。DC在启动抗肿瘤免疫反应中起关键作用[5]。当DC受到炎性刺激后在受体CCR7的诱导下经淋巴管进入淋巴结的T细胞区， 递呈抗原并激活T淋巴细胞[6]。
本研究发现宫颈癌组织中大多数DC细胞形态为椭圆形或圆形， 树突少， 无法与肿瘤细胞抗原接触， 这种形态提示这些存在于肿瘤组织中的DC多数是不成熟的或处于静息状态， 不具有抗原提呈能力， 导致局部免疫能力降低， 使肿瘤发生发展。本实验结果显示CIN组中DC浸润程度显著增高， 说明CIN患者局部免疫能力增强， DC在病变区增多， 发挥其抗原呈递功能， 激活细胞免疫， 抵御疾病发展。
本研究显示DC浸润程度随临床分期而降低， 其差异具有统计学意义（P
参考文献
[1] 拉莱， 苏祖克，彭玉华.新疆不同民族子宫颈癌发病趋势分析.新疆医科大学学报， 2006，29（7）：569-571.
[2] 于黎明， 哈春芳， 熊英. 宫颈癌发病因素及年轻化趋势的探讨.宁夏医学杂志， 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、统计学方法简介
统计学方法包括统计软件包、统计分析方法以及检验水准三方面的内容。其中医学论文中常提到检验水准即α，它是用来表示组间实际无差别而统计结果判断有差别，犯这类错误的概率。实际工作中常取α=0.05，当研究数据计算的P值小于0.05时，组间差异比较被认为有统计学意义。统计学方法包括统计描述和假设检验两个方面的内容。统计描述是指根据资料及原始数据分布的类型，选择正确的指标来描叙资料及数据的特征。而假设检验即组间差异性检验，是医学论文中最常用的统计学方法。资料类型则包括能用具体数据表示的定量资料与不能用具体数值表示但能反映被观察对象某一特征的定性资料。定性资料的统计描述包括率、相对比和构成比。而参数法及非参数法是常用的定量资料统计分析方法。参数法一般包括t检验、方差分析，非参数法常用的有秩和检验。
二、试验设计中的统计学原理
合理的试验设计与统计处理的可信度存在直接联系，研究者在编写医学论文时应对医学研究设计方法进行说明。在进行试验设计时应遵循随机、对照、均衡和重复四大原则。在进行试验设计的时候通常会涉及到研究对象的选择，研究对象的分组及选择合理的检测指标三个方面的内容。
医学论文就是通过对样本的研究来进行推断总体，找出其共性，得出结论。因此研究者在选择研究对象时应注意选择样本应具有一定数量，能反映出该事物的规律性特征，但又应注意例数不能太多，以免造成不必要的浪费。其选择的原则就是在保证试验结果可靠性的前提下选择最少的样本例数。研究者在选择样本对象后应对其基本特征进行详细的描述，比如患者的年龄、性别、病理分期、疾病诊断的标准等。此外在试验中所用到的试剂、仪器的型号、规格等都应作出说明，以供读者借鉴和做出判断。选定好研究对象后就要对其进行分组。在进行分组时研究者一般遵循统计学中的“随机分配”、“设立对照”以及“均衡”、“重复”的原则。随机化原则是提高组间均衡性的一个重要手段，也是资料分析时进行统计推断的前提。有对照才有比较，在进行组间比较时，应确定好处理因素与实验效应的关系。均衡性则是要使得对结果产生影响的非处理因素尽可能保持一致，这样才能保证对照的结果让人信服。观察实验效应的指标主要有主观指标与客观指标。正所谓主观指标就是通过问答的方式调查受试者自己判断的主观感受；而客观指标则是通过仪器来检验和测量所得出的结果。在进行试验设计时应选择客观性较强、高灵敏性和精确性的指标。
三、统计学方法的选择
统计学方法的正确选择是直接影响到论文结论可信度的重要依据，因此研究者在编写论文时应注意选择合适的统计学方法。不同的统计学方法应用的范围不同。研究者在编写医学论文时常根据论文研究的目的、资料类型、试验设计的方案、样品大小、水平数、特定条件、数据分布特征以及综合分析等来选择对应的统计方法，同时还要根据专业知识与资料的实际情况，结合统计学原则，灵活地选择。当定性资料正态分布时，研究者一般用均数和标准差来表示统计描述指标；当定性资料不符合正态分布时，则可选用中位数及级差来表示；当定量资料正态分布且组间方差齐时一般选用参数法，反之则选用非参数法。t检验一般适用于小样本（n
四、常见统计学方法的误用分析及对策
1.统计方法误用。最常见统计方法误用是对等级资料进行比较时应用秩和检验而误用卡方检验。例如：在评价采取不同治疗方法的两组急性脑血管病患者疗效中，治疗组显著有效、有效、无效三种分型分别为15例、10例、8例，对照组分别为14例、11例、9例。本资料例数较少，应选用等级比较的秩和检验，而有些作者却认为只要是率的比较就可以采用字检验。研究者在选择统计学方法时应根据相应的原则，对文章研究目的、资料类型、样品大小、水平数、数据分布特征等进行综合分析后，再来选择对应的统计方法。
2.选用检验方法错误。在有些论文中，作者常将本应用方差分析和q检验的误用t检验。t检验一般适用于小样本（n
五、结论表述中的统计学应用
资料的统计处理不是医学研究工作的最终目的，而是通过统计学分析为研究结论提供依据或者线索。因此，在对统计资料进行分析后应把握统计学术语，对结论做出科学的分析跟解释。在根据统计结果得出专业结论时研究者应遵循一个重要原则，就是统计结论都是概率性的，不能绝对地肯定或否定。研究者习惯上将“P
篇9
1对象与方法
1.1对象选取2019年度在我辖区范围内进行查体的≥65岁老年人群为对象，进行中医体质辨识。共纳入4243例老年人，年龄65~95岁；男性1952例，女性2291例。纳入标准：所属辖区健康管理的居民，年龄≥65岁。排除标准：有严重精神障碍、认知障碍不能配合完成调查。1.2方法按照《国家基本公共卫生服务规范》中的体质辨识标准进行调查，由专门的中医专业人员对≥65岁老年查体人员面对面进行问卷调查，要求被调查者独立完成回答全部问题。综合问卷情况得出体质分类中的9种体质。
1.3统计学处理
将收集到的资料用Excel进行描述性统计学分析。
2结果
2.14243例老年人中医体质种类分布情况
问卷调查结果显示，单一体质3990例，占比94.04%。兼夹质253例，占比5.96%，见表1。
2.2不同型体质的分布情况
3990例单一体质中平和质占比84.40%，偏颇质占比15.60%，主要为阴虚质、阳虚质、气虚质、痰湿质。在性别分布中，男性平和质1633例、占比40.90%，女性平和质1735例、占比43.50%。偏颇质中，男性顺位前三位的是阴虚质、阳虚质和痰湿质。女性顺位前四位的是阴虚质、阳虚质、气虚质和痰湿质。各型体质的性别分布，见表2。
2.3常见慢性疾病体质分布情况
篇10
涂阳肺结核病；流行特征；发病率
我国结核病疫情是全球22个结核病高负担国家之一，结核病患者数位居全球第2位[1]。为了解和掌握甘肃省定西市安定区肺结核病的发病水平及流行特征，现将2011—2014年涂阳肺结核病的流行病学特征分析如下。
1资料与方法
1.1资料来源数据来源于安定区疾病预防控制中心结核病管理系统统计报表，人口资料来源于安定区统计局统计年鉴汇编。
1.2方法2011—2014年安定区确诊的涂阳肺结核病患者的病案及时录入结核病管理信息系统，并按项目要求及时录入季度、年度报表数据。
1.3统计学分析采用Spss17.0统计软件对肺结核病患者的性别、年龄、职业、地区、时间分布等特征进行分析，率的比较采用卡方检验，以P<0.05为差异有统计学意义。
2结果
2011—2014年安定区年均涂阳肺结核病发病率为16.77/10万，各年份发病率差异无统计学意义（χ2=6.35，P>0.05），见表1。
2.1时间分布2011—2014年安定区肺结核病各月均有病例发生，5月发病率最高为2.51/10万，3月次之发病率为2.31/10万，1月和11月发病率最低，均为0.77/10万，各月发病率差异有统计学意义（χ2=20.63，P<0.05），见表2。
2.2地区分布2011—2014年安定区发病率最高的是新集乡，平均发病率为28.09/10万；最低的是团结镇，平均发病率为11.14/10万，各地报告发病率差异有统计学意义（χ2=13.17，P<0.05），见表3。
2.3人群分布
2.3.1年龄分布各年龄组中涂阳肺结核病的以65岁～年龄组发病率最高为14.65/10万，其次24岁及以上年龄组，发病率12.33/10万，85岁及以上年龄组发病率最低，各年龄组差异有统计学意义（χ2=15.52，P<0.05），见表4。
2.3.2性别分布共登记涂阳肺结核病患者87例，其中男性57例，女性30例，男女发病比为1.90∶1，差异有统计学意义（χ2=12.71，P<0.05），见表5。
2.3.3职业分布2011—2014年安定区肺结核病以农民发病最多、占报告发病例数的85.06%，教师及其他职业发病较低，各占1.15%，差异有统计学意义（χ2=17.19，P<0.05），见表6。
3讨论
肺结核病发病随年龄增长呈明显上升趋势，男性发病高于女性[3]，这是因为青壮年男性群体工作生活压力大，接触传染源机会多有关，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，国内也有类似报道[4]。报告病例集中在农民及家务人群，以农民发病最多，主要因为安定区是以农业人口为主，当地农民经济状况较差，自我保健意识淡薄，家务更是以老年人口为主。年初、年末的病例相对较少，3—5月发病较多，可能是农闲季节人们劳动强度较低，每年2月召开结核病防治会议，层层下达任务目标并采取一系列行政措施，结核病发现病例增多，说明行政干预、强化归口管理可以有效提高结核病患者的发现率[5]，在今后的工作中，要适当增加行政干预的频次，大力提高结核病发现率。
重点加强农民群体的结核病防治工作，加强对农民群体结核病防治知识的宣传教育工作，尤其是对男性人群，劝导戒烟，减少合并症的发生。以结核病新体系建设为契机，争取在全区将结核病诊疗费用纳入农医保报销范畴，以减轻农民患者的经济负担；在全区开展痰菌培养，提高肺结核病例的发现率，减少漏诊、误诊及耐药结核病病例；加强结核病防治工作的督导和管理，及时发现并解决存在的问题，使安定区结核病防治工作能均衡发展、整体提高。广泛开展健康促进工作，加强防痨知识的宣传和普及，提高广大群众的自我保健和防痨意识。
参考文献
[1]中国结核病防治规划实施工作指南（2008年版）[M]．北京:中国协和医科大学出版社,2009:1.
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篇11
1资料与方法
1.1一般资料
选取我院2009年1月～2009年12月78例抗菌药物不良反应报告进行回顾性分析。全部不良反应报告均由护士、临床药师、门诊或住院医师发现后通过科室呈报的方法直接报告。不良反应报告的内容包括：患者姓名、性别、年龄、科别、门诊号或住院号、既往病史、临床诊断、用药情况（药品通用名称、规格、生产厂家、用法用量、给药途径、有效期、合并用药等）。
1.2研究方法
对全部患者的不良反应报告按照患者性别、年龄、药物品种、给药途径的关系及不良反应的临床表现等分别进行统计分析。
1.3统计学方法
应用统计学分析软件SPSS8.1对资料数据进行统计学分析，对计数资料采取X2检验，且以P
2结果
2.178例不良反应发生的性别分布比较分析情况见表1。
表178例不良反应发生的性别分布比较分析情况 例(%)
性别 例数 百分比
男性 41 52.56
女性 37 47.44
通过表1可以得出，78例不良反应报告中发生于男性患者41例，占52.56%；女性患者37例，占47.44%。男女所占比例相当，差异无统计学意义（p＞0.05），提示抗菌药物不良反应的发生在性别方面无明显差异。
2.278例不良反应发生的年龄分布特征见表2。
表278例不良反应发生的年龄分布特征例(%)
年龄（岁） 例数 百分比
16 19 24.36
16～60 17 21.80
60 42 53.84
78例不良反应报告中发生于16岁以下儿童19例，占24.36%；16～60岁成年人17例，占21.80%；60岁以上老年人42例，占53.84%。抗菌药物不良反应的发生以老年人最为常见，其次为儿童，再次为成年人。
2.3不良反应发生的药物品种分布
引起的不良反应的药物品种中青霉素药物30例，占38.46%；头孢菌素类药物23例，占29.48%；喹诺酮类类药物18例，占23.08%；β-内酰胺类药物7例，占8.97%。其中引起19例儿童不良反应的药物中，有10例是由青霉素类引起的。
2.4不良反应发生的给药途径分布
引起不良反应的药物给药途径中最常见的是静脉滴注65例，占83.33%，；其次是口服给药9例，占11.54%；肌肉注射4例，占5.13%。
2.5不良反应发生的临床表现分布
不良反应的临床表现中皮肤和皮肤附件损害52例，占66.67%，主要表现为皮炎、皮疹、风疹、荨麻疹、红肿、瘙痒等；胃肠道功能失调21例，占26.92%，主要表现为恶心、呕吐、泛酸、腹泻、便秘、腹痛、腹胀等；过敏反应5例，占6.41%，主要表现为恶寒、发热、乏力、过敏性休克甚至死亡等。
2.6不良反应的处理及预后
78例不良反应报告中，发生时间最短者在静脉滴注过程中出现，最长者在用药1周后出现，大多数不良反应在用药3d内出现。不良反应发生后及时停药，并采取相应的处理措施。78例发生不良反应的患者中大多数反应程度较轻，停药后即好转，少数反应严重者需进行相应的对症治疗。78例患者中除1例因过敏性休克死亡外，其余77例患者经过及时处理后均治愈或好转。
3讨论
药物的不良反应是指按正常的用法用量下应用药物预防、诊断或治疗疾病的过程中发生的与治疗目的无关的有害反应，同时排除因药物滥用、过量、误用及质量问题等引起的有害反应[2]。
本研究发现：抗菌药物不良反应的发生与性别无关，与年龄有关。老年人最为常见，其次为儿童，再次为成年人。儿童中不良反应发生率远远超过同年龄段的人口构成比，这可能与儿童的生理及病理特征有关[3]。儿童的肝、肾功能尚未完全发育成熟，影响药物在体内的代谢和排泄。老年人常伴发有一种或多种基础性疾病，临床医生在用药时会注意抗菌药物剂量的控制。
引起不良反应的药物给药途径中最常见的是静脉滴注，这可能与临床上多采用静脉滴注给药途径有关，静脉给药起效快，血药浓度达峰时间短，生物利用度高，同时存在合并用药、配伍反应、溶解后的稳定性、滴注速度等问题[4]。
引起抗菌药物不良反应的主要因素是药品中存在少量的杂
质，活性成分在贮藏过程中发生了氧化、还原、分解、聚合、降解反应。这些化学反应的产物对人体产生有害作用[5]。此外，患者的个体差异也是引起抗菌药物不良反应的必要条件。
发生过敏反应的患者多伴有变态反应性疾病，少数患者为特异性高敏感体质。发生皮炎、皮疹、风疹、荨麻疹、红肿、瘙痒等不良反应多属于Ⅲ型变态反应，多由青霉素类药物引起；恶心、呕吐、泛酸、腹泻、便秘、腹痛、腹胀等胃肠道不适反应主要由抗菌药物的化学性刺激所致，也可能与长期使用抗菌药物后肠道菌群失调有关，多由喹诺酮类药物、头孢菌素类药物引起。过敏性休克属于Ⅰ型变态反应，多由头孢菌素类、青霉素类药物引起。头孢菌素类药物与青霉素类药物之间易发生交叉过敏反应，引起药物热，使用前应先做皮试，谨慎用药。当长期或大量使用抗菌药物后，人体中寄生的正常敏感菌群被破坏，不敏感菌群（即耐药菌群）大量增殖，外来菌也乘虚而入。当这类优势菌为致病菌时，可引起二重感染。临床常见的二重感染症状为消化道功能失调[6]。
如何有效地预防和控制抗菌药物不良反应是临床工作中的一大难题。在今后的临床用药时应严格掌握使用抗菌药物的适应症，对既往有过敏史的患者应加强用药监护。同时，应重视对抗菌药物不良反应的监测工作，以减少不良反应的发生，保障患者用药安全。
参考文献
[1] 刘英，任淑萍，司延斌.401例抗菌药不良反应报告分析[J].药物流行病学杂志.2010，19（8）：433～434
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[3] 崔亚萍.抗生素的不良反应及危害分析[J].吉林医学.2010，31（29）：5086～5087
篇12
2009年6月,国土资源部首次以数据对地价与房价之间的关系作出回应,即地价只占了房价的一小部分,全国平均比例约为23%。但是,由于城市地价呈现空间曲线形态,专家和学者们对此数字纷纷表示质疑,因此,真实、准确地表达地价迫在眉睫。对地价时空变化规律进行分析,通过直观地探讨各类用地的空间区位指向,有助于揭示城市地价形成和变化的动力机制,从而在政府科学制定有关城市地价管理政策,更有效地发挥政府理性调控土地市场、发挥地价杠杆机制合理配置城市土地资源等方面,提供技术手段和科学的地价预测依据。
地价的空间分布格局具有一定的区域空间分布规律,而且随着时间的变化,地价的空间分布也可能会发生变化。而GIS具有很好的可视化性,能提供强大的空间分析支持,在GIS支持下进行地价的研究将变得更加直观和准确。采用GIS空间分析对市场交易样点进行插值,进而研究城市地价分布规律,方法简单、分析结果误差小、结果可信度高。
随着GIS技术的不断开发,GIS技术的空间插值分析方法已有研究,在土地相关研究领域中的运用也日益深入,如柏延成、朱会义、吴宇哲、王劲峰、陈军、朱求安等[1-6]的研究。然而,这些研究多从自然学科角度出发,侧重于土地利用变化或土地自然属性等方面。本文试图从经济视角出发,对GIS技术在土地价格空间结构分析中应用的国内外相关文献进行一个初步的梳理,并介绍实证研究中应用的方法、模型、结果等,以对国内研究有所助益,为政府制定相关政策决策提供依据。
一、国外相关研究
(一)单纯运用GIS进行地价时空分布分析
地价空间分异规律研究的一个特点是空间插值技术的应用。Dubin(1992)使用泛克里格(uiversal Kriging),对Baltimore的1 493个有效的观测值做了分析,发现在存在空间自相关的情况下,克里格方法是一个有效的分析横截面数据 (crosssection data)的方法[7]。Olmo(1995)采用了迭代残差克里格,一个将迭代方法和克里格方法综合的方法,用于西班牙Granada的住宅价格和区位价值的空间估计,认为迭代残差克里格在分析出现空间自相关的横截面(cross-Section)数据上是一个有效的工具[8]。作为一个后续的研究(2007),同样使用Granada的数据,对使用了协克里格和普通克里格,并发现协克里格所显示的结果比普通克里格好。GamezMartinez等(2000)利用Kriging技术,通过四个模型的比较和选择对A1baceet(西班牙城市)进行了空间插值分析[9]。Hannonen(2006)采用了小波变换分析工具对芬兰Espoo和Nurmijarvi市的土地价格变化趋势进行了研究[10]。
还有的研究是结合地价影响因素分析其时空分布,如TAKATSUKA TAKAFUMI等运用GIS方法对Oita市的土地价格形成因素进行分析,通过建立GIS数据库,选取了六个地价形成因素,并在此基础上建立多元线性回归方程形成本文的地价模型,最终得到一个模拟程度较高的结果[11]。
(二) GIS技术与其他研究方法相结合
还有的研究是借助空间因子开展住宅价格空间分异规律研究,这一类研究可以看成是对住宅价格特征模型的一种拓展。Roehner(1999)结合房地产价格泡沫,通过不同空间位置住宅价格变化的分析,开展了投机与价格关系的研究[12]。Pace等(2000)利用有关空间和时间的12个变量,建立了房地产价格预测模型[13]。
此外,学者们还将GIS技术与传统经济学模型相结合进行分析。如Song和Khaap(2003)借助GIS提取不同城市形态的变量,运用特征价格模型对新城市主义(New Urbanism)和传统城市形态进行了数量分析,结果表明新城市主义的许多住宅特征对住宅价格起到了正面作用[14]。Franke & Vos(2004)以1985年l月至1999年7月荷兰Amsterdam市44 780个住宅交易数据和Breda市25 644个住宅交易数据作为样本,分别用简单特征价格模型和等级趋势模型进行估计,结果表明在所研究的时期内住宅价格变化趋势是固定的[15]。Nakajima(2006)运用动态随机均衡模型研究日本1980―2000年间土地价格的变化,其中,作者主要研究居民预期对土地价格变化的影响[16]。
另外,在传统研究方法的基础上运用GIS技术进行研究是研究的热点区域,学者们基于GIS技术设计建立了适合不同研究内容的模型。Mark D Ecker和Hans R Isakson(2005)建立了城市土地价值表面趋势模型[17];Wilhelmsson M(2002)建立房地产经济的空间模型[18];Asar&Abed(1994)利用GIS和地统计技术对黎巴嫩首都贝鲁特市的地价进行了研究,通过简历三维数字地面模型估计了不同地块的可见度和倾斜度,对土地价值进行了分等[19]。
在西方国家,由于长期的市场经济,拥有大量土地价格数据。在此基础上,利用GIS技术对地价分片划区进行定级及其空间分布规律探讨,更便于城市土地的管理。对于城市地价动态变化与空间形态演变及地价发展趋势预测等方面的研究,在国外已经相当成熟,他们的研究主要集中在空间模拟、分布模型、影响因素等微观机理方面。国外地价分布特征的研究主要针对时间和空间两个方面进行。
但这些学者的研究主要是在各自国情条件下得到的研究成果,而对像我国土地市场并不发育条件下的类似理论与实证研究则相对较少。尽管如此,其对于我国城市地价动态变化与空间形态演变情况的研究仍然具有一定的理论指导与借鉴意义。
二、国内相关研究
(一)单纯运用GIS进行地价时空分布分析
陈思源等(2005)采用GIS空间分析对市场交易样点进行Kriging插值,进而研究城市地价分布规律[20]。陈思源、曲福田(2006)等进一步提出采用探索性空间数据分析(ESDA)技术,对地价数据作空间统计分析[21]。刘志坚、陈思源等(2007)再次通过建立探索性空间数据分析(ESDA)模型,在Arc/Info支持下,采用逐步比较法,对探索性分析方法的运用进行实证研究,三次研究均采用江苏省镇江市的统计数据[22]。李冰姿、赵永锋(2009)也应用ESDA技术,对天津市中心城区地价样本进行空间数据分析并在此基础上进行地价空间插值[23]。周俊、徐建刚(2002)以上海轨道交通明珠线一期为例,运用GIS和RS技术,构建其空间分析模型,对轻轨交通沿线的土地利用空间分异情况及其趋势作了分析[24]。王锡福、徐建刚等(2005)也利用GIS 方法对南京轨道交通1号线沿线不同用途的土地信息进行提取、综合比较,进而探讨南京市轨道交通建设对城市土地利用空间分异的潜在影响[25]。
通过GIS空间分析可以得出地价空间分布的直观图。如陈琦、刘建华(2003)通过TIN和监测样点地价建立地价分布三维模型,运用内插地价等值线图与城市用地基准地价底图的叠加来宏观分析城市地价面变化的原因[26];唐旭、刘耀林(2004)通过时序监测样本的Voronoi图,分析城市土地市场的热点区域和发展趋势[27];蒋芳等(2005)采用统计分析和GIS空间分析相结合的方法,得到北京市普通住宅出让地价的系列空间分布图[28];郑颖(2008)采用GIS技术及其空间插值方法,以数字高程模型(DEM)直观地模拟、刻画杭州不同时期地价、房价空间分布特征及其变化规律[29]。而郭思、卢移海等(2008)以福州城区为例,对IDW和Kriging两种插值效果进行了对比,并提出了地价梯度场的概念[30]。还有学者从GIS技术角度出发,在地价监测信息系统及地价评估与管理方面进行的研究思路、应用方法、关键技术、实现方法、应用结果等多方面进行了探讨。
学者们的结果表明,ESDA空间数据分析显著提高了地价空间分析过程和结果的科学性与合理性。虽然ESDA分析对数据数量要求不高,但对数据结构要求严格,对数据相关性和模型适用范围也有具体规定。虽然运用GIS技术可以分析轨道附近的土地利用情况,对其附近的地价情况进行分析和预测。但是目前对轨道地价的研究还是主要集中在土地利用情况方面。
(二)GIS技术与其他研究方法相结合
将地统计学方法与GIS相结合进行地价时空变化研究的有:陈浮等(1999)利用地统计学,配合K氏估计方法,分析了常州市城市地价的空间分布图式[31];杜国明等(2006)采用半变异函数分析商业用地地价空间连续及变异特征,用普通克里格插值方法生成地价空间分布模拟图[32];朱明仓、辜寄蓉等(2007)从区位角度出发,在GIS 空间统计支持下,运用趋势分析、变异函数、Voronoi图和剖面图等方法,对重庆市渝中区房价与地价分异特征进行实证研究[33];王霞、朱道林(2004)采用剔除二阶趋势的普通众Kriging方法,结合GIS技术,对北京1998―2005年间的土地交易价格数据进行了时空分布格局研究[34]。
由于城市地价具有非均质扩散特征,将这两种研究方法相结合进行地价空间插值和模拟,既可反映出地价空间分布的整体规律和变异特征,又可对样点地价的评估误差进行优化。并且,变异函数分析方法具有可综合分析空间变量变异特征的优势。虽然这种方法不涉及影响地价水平的具体因素,但各种因素的影响仍然体现在空间分布图式之中,与现实特征有着广泛的一致性。
还有学者对地价的空间分析结合了计量经济学模型与GIS技术。蒋芳等(2004)在GIS空间分析技术的支持下,采用多元回归的方法,建立北京市普通住宅地价区位模型,量化分析主要区位因子对住宅地价的影响程度[35]。杜小娅、陆跃进(2004)采用GIS技术作出地价等值线图及专题图,结合多元回归方法,在统计学软件SPSS 中分析地价同区位因子的关系,并对南京市区地价的空间分布规律的影响因素进行了探讨[36]。张洪、金杰(2007)通过构建单一中心城市地价空间分析的计量经济学模型,结合GIS空间分析方法,对昆明市2001―2005年不同用途地价的空间变化特征和影响地价空间变化的主要因素进行了实证分析[37]。
这样结合的研究方法可以很好地弥补单纯运用其中一种方法所无法避免的局限性。根据GIS技术所得到的各种地价空间模拟图,可做多方面的剖面分析,进而对其地价空间结构及其成因进行分析,但无法继续对影响因子的整体贡献率以及单因子的贡献率做进一步分析,而结合计量经济模型再次分析,恰好可以完成这部分的分析。为了克服数据来源的不真实性,可以采用GIS实测的数据进行研究。
GIS与地统计学方法、计量经济模型相结合对地价时空分布规律进行研究的有:杜德斌、徐建刚(1997)采用GIS技术和多元线性回归分析方法,以土地批租地块为样本,分析上海市地价与城市区位因子的线性关系[38];汪应宏、张绍良等(2005)以蚌埠市为例,运用GIS技术, 结合数理统计和地质统计学知识及线性回归和网格化方法,建城市地价的变异函数来分析商业用地、住宅用地和工业用地的变异程度[39];吴合镇(2008)在朱明仓、辜寄蓉的指导下,通过构建房地产空间数据库,在GIS空间统计支持下,运用多种研究方法对房价和地价空间分布特征进行分析,以预测房价和地价空间分布规律及其变化趋势,并在此基础上,利用验证性统计建模方法结构方程模型,构建并得到房价与地价动态关系稳定合理的数理模型[40]。
从时空角度研究地价的分布规律,更为科学的方法是,运用GIS技术以地价监测样点为基础,采用多元统计分析,地学统计与分析和数学分析方法,插值生成地价等高线或三维模型,然后通过建立地价分布特征模型,对地价空间分布规律进行分析,从宏观角度挖掘存在于空间关系中的信息。
三、小结
不同学者从不同研究角度与GIS技术相结合,采用不同的方法、模型等对地价的空间分布情况进行研究探讨。实证研究结果表明:地价的分布在空间上既有连续性,也存在变异性,局部具有突变性,不同用途地价的空间分布也不尽相同。地价与区位因子之间存在着关联性,并且这种关联性与城市的形态、商业分布格局、CBD的功能结构有关。另外,等价线分布呈现圈层结构,但地价越高的区域面积越小;交通道路对商业用地地价分布有重要影响,城市扩展会带动扩展方向的区域商业用地地价升高;用地地价从市中心向呈指数递减。
国内外关于土地价格方面的研究非常深入而广泛,并且主要还是从经济学视角出发进行研究,但由于地价的许多特征来自于空间,因此,GIS(地理信息系统)技术被广泛用于提取地价的空间特性。笔者主要从基于GIS技术对地价时空变化分析方面进行综述,就近年的国内外研究动态来看,在传统研究方法的基础上运用GIS技术是其中的一个热点区域。在国外的相关研究中,主要集中在空间模拟、分布模型、影响因素等微观机理方面。而我国多停留于基准地价评估、监测与管理的中观和宏观层次上(国土资源部)对城市地价分布规律的研究,且多以基准地价评估为基础,以土地级别作为基本评价单元,对于地价空间分布规律仅为中观层次的认识。
结合GIS技术进行分析可以避免很多弊端,但还应注意以下几点问题:(1)如何考虑自然阻隔,如河流、铁路、桥梁等对空间分析的影响;(2)如何提高样点数据的时效性;(3)如何形成标准的技术流程和业务规范等。另外,GIS的空间插值分析方法也是有多种,常用的是普通克吕格插值法,它突破了经典统计学的限制,综合考虑变量的结构性和随机性。但是,在运用地价样点分析空间分布规律时,应特别重视样点的质量和分布。
纵观地价的GIS研究领域可以发现,地价的研究虽然取得了较好的成果,但其分布特征研究大都做横向分析,缺少纵向的历史数据的对比分析。在运用GIS进行地价研究的过程中,可以借鉴以上几点,从而可以更加客观、科学地对地价时空分布进行全面的剖析。
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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. 分形理论简介
分形理论创始于20世纪70年代初期，创立的代表人物为美国数学家芒德布罗。自然界和现实生活中广泛存在的具有自相似特性的非规则的几何形态是分形理论的研究对象。分形是其组成部分以某种方式与整体相似的形。它是以分维数、自相似性、统计自相似性和幂函数等为工具，研究不具有自相似性的复杂现象，定量描述这种自相似性的参数称为“分维数”或简称“分数”，记为D。由于研究的具体对象（分形）不同，其分维数计算的具体形式和名称也有多种，最常见的分维数有相似维或容量维、信息维、关联维和广义维
2. 分形理论在地质构造中的应用
分形理论作为研究构造地质学的一种新方法，拓宽了构造地质的研究领域。分形理论在地质构造中应用较为广泛的主要是断裂构造的自相似性的分形（线性分形）。
改变观察尺度求维数的方法是目前在断裂构造的二维平面分布研究中应用较多的分形方法。毛政利（2004）通过该方法研究，认为个旧矿区东区断裂构造系统在二维平面上服从分形分布。成矿有利地区断裂构造系统分维值均较大，并成正相关性，由此推测，高松矿田具有很大的找矿潜力。
断裂网络具有自相似性，是一种复杂的分形体系。描述几何不规则性的分维可以用来定量评价矿井断裂网格复杂程度。张建中（2007）利用分形理论对祁南煤矿构造复杂程度进行了评价，分维不仅能反映出断裂分布不均匀性，水平延伸长度和条数及其组合形式等综合性信息，同时能分出的不同等级的块段的分布情况，真实、准确地反映了矿井实际断裂构造的复杂变化。分维值作为评价断裂的复杂程度的指标较通常采用的断裂密度指标具有明显的优越性。
断裂在成矿过程中的作用同样可以通过断裂分形值来进行描述。雷天赐（2012）通过对九嶷山地区ETM+遥感影像数据的信息提取与解译，获取该区断裂构造。运用分形理论的盒维数法对断裂构造体系进行研究，计算结果表明，区内所有断裂相关系数平方R2=0.9964、分维值D=1.1155，说明研究区内断裂空间结构分形特征良好。该地区具有活动性偏弱，结构较简单的特征，与其位于华夏板块与扬子板块边界处的地质特征相吻合。同时还反映了各走向断裂的成矿作用：NE向断裂为主要导矿构造的D值在1.0441附近；SN向断裂为主要控矿构造的D值在0.9870附近；NW向断裂为主要含矿构造的D值在0.9502附近。
3. 分形理论在地球化学中的应用
地球化学元素分布规律在揭示元素空间变化规律和矿化富集方面具有不可替代的作用。由于取样和各种化学分析结果通常都具有不确定性，以及各种元素在地壳中的含量区域随机性和分布不均匀性，所以一般统计特征来描述和刻划地球化学元素的分布规律。然而普通的统计方法缺乏对统计特征随空间度量尺度的变化性和样品的空间分布的研究。此外，普通的统计方法多是建立在统计大数定量基础之上的，因而往往对具有一般值得度量元素效果较好，但它并不能刻划异常值。而分形理论能够有效地克服统计方法带来的种种不足。
在研究地球化学场中元素的分布规律方面分形理论的用运具有重要意义。谢淑云（2003）分别在安徽省长江以南约22000km2区域内采集了5489个，以北约18100km2区域内采集了4524个水系沉积物样品，运用多重分形矩方法研究了样品中的14种元素的分形分布规律。结果表明，金属地球化学场元素在空间上呈四连续多重分形分布，其α-f（α）曲线上凸且连续，如拥有大型矿床的安徽江南地区相比，成矿相对较弱的安徽江北地区曲线的开口明显较小。
地球化学广泛的应用有效应用于地质学研究和矿产勘查中，其中异常下限的确定是决定其应用效果的一个重要因素。传统的异常下限计算方法是基于元素的地球化学分布服从正态（或对数正态）分布为前提，但元素的地球化学分布往往呈现多重分形分布或分形分布，因此越来越多的学者采用分形理论和模型来确定元素地球化学异常下限。王志刚（2012）采用含量-总量的多重分形方法完成了海南屯昌地区地球化学异常下限的计算及异常区的圈定，并与传统计算方法进行了对比。两种方法计算的异常下限差异明显，其中Cu、Ag、Au分形方法计算的异常下限高于传统方法计算的异常下限，而Mo分形方法计算的异常下限低于传统方法计算的异常下限。分形方法计算异常下限与传统的方法相比另一个优势在于计算时不损地球化学数据的完整性，因而更符合客观实际。
传统方法在识别与提取地球化学元素异常及定量刻画矿床中元素的富集规律时，往往因成矿地质背景的复杂性与矿床类型的多样性，给应用造成了一定困难。利用分形方法对地球化学元素异常的识别与提取及典型矿床的元素富集特征的定量刻画，结合不同尺度，能更有效的反映元素的空间分布特征。刘欢（2013）采用分形理论，结合概率统计等方法，解析了西南三江南段不同尺度成矿元素的分布特征。通过多重分形等工具，阐明了不同地块的成矿特色，系统描述了成矿元素的空间分布特征，如义敦陆缘弧和思茅盆地为Cu分布奇异性地，哀牢山结合带、金沙江结合带为Au分布奇异性明显地区。同时基于多重分形等多种方法，对比分析了勐满热泉型金矿、北衙多类型叠加矿床以及普朗斑岩型铜钼矿床的元素分布规律，结果显示不同成因类型的矿床元素分布分形指数的空间规律有显著差异，分别受控于区域NW向断裂接触带、蚀变分带及接触带部位断裂系统与岩浆热胀冷缩构造等主控因素的影响；多类型叠加矿床中的元素分布比其他两类矿床具有更高的空间不均一性。
4. 分形理论在成矿预测中的应用
80年代末，分形理论开始引入成矿规律及成矿预测中。通过研究地质现象和地质体的分形特征，确定地质异常，建立异常分形模型，来研究其与矿化作用的内在关系。
利用已知矿体的品位建立分维模型，推测矿体的空间赋存规律。宋保昌（2002）对山西省堡子湾金矿床钻孔中样品的金品位进行了分形研究，其变化特征符合以分维值D为特征的幂律分布。平面上，分维值由南向北逐步减小。垂向上，分维值由角砾岩体下部到上部逐渐变小。结合矿区角砾岩体结构特征、构造、浅层地震勘探与坑探以及矿体赋存部位，提出了矿体可能的空间赋存规律。品位空间分布的均一性与D值成反比，D值越小均一性越差，某些地段矿体中相对集中的出现高于平均品位样品的可能性也越大，但矿体规模较小且分散；反之，D值越大，矿化越均一，如果矿体中出现高品位值，这时该矿体为富矿体可能性大。
利用分形理论研究遥感线性构造，并在此基础上进行区域成矿远景分析和预测以及得到普遍应用。赵少杰（2011）在桂东地区ETM+遥感影像742波段融合的基础上，运用分形几何学的原理和方法对该地区线性构造和环形构造进行解译。利用计盒维数法求得研究区的遥感线性构造分维值（D）；强构造活动带分维值（D）介于1.4～1.85，这些地带是成矿优势区域。综合分析区域地质和地球化学、遥感蚀变信息异常、线性构造分维等值线等信息、已知矿床（点）信息，确定了三级成矿远景区。
为了更加细致可靠的划定异常区范围，可以利用分形方法计算出元素的含量在空间上的变化，进而消除噪声区域，这样成矿远景区预测的准确度可以大大的得到提高。鄢旭久（2012）对黑龙江漠河地区Au、Cu、Pb、Zn等元素，进行了“C-A”分形模型统计分析，揭示出各元素空间分布的分形结构特征和无标度区范围，得出Au、Cu、Pb、Zn元素化探异常下限值分别为3.1×10-9、28.1×10-6、28、4×10-6、114.1×10-6，共圈定出33个金异常区。综合漠河地区矿体、地层、构造等地质要素及Cu、Pb、Zn异常区的关系，圈定8个区域具有金矿找矿前景。
5. 讨论和建议
（1）分形统计在地质研究中应用，首先要考虑建立合适的理论体系和分形模型。而如地质数据的分形结构、地质现象的分形重建和分形估值等多重分形理论的研究现在应用的越来越广泛。
（2）由于地质演化过程十分复杂，因此在揭示地质过程演化机制中，有必要结合混沌理论、协同学等其他非线性科学来进行共同的探讨研究。
（3）需要进一步拓宽分形学在地质学中的应用领域，在解决传统问题（如矿床统计预测）的同时，注意与模糊数学、地质统计学的交叉应用，使数学地质的研究内容得到越来越多的充实。
参考文献：
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