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中华预防医学

中华预防医学杂志

Chinese Journal of Preventive Medicine 중화예방의학잡지

统计源期刊
  • 主管单位: 中华卫生杂志;人民保健
  • 主办单位: 中国科学技术协会
  • 影响因子: 1.65
  • 审稿时间: 1-3个月
  • 国际刊号: 11-2150/R
  • 国内刊号: 吕相征
  • 发行周期: 月刊
  • 邮发: cjpm@cmaph.org
  • 曾用名: 中华卫生杂志;人民保健
  • 创刊时间: 1953
  • 语言: 英文
  • 编辑单位: 中华医学会
  • 出版地区: 北京
  • 主编: 中华预防医学杂志编辑委员会
  • 类 别: 预防医学与卫生学
期刊荣誉:
  • 云南省德宏傣族景颇族自治州2014年HIV抗体单阳家庭无保护性行为情况及影响因素

    作者:张玉成;曹艳芬;杨跃诚;唐仁海;杨世江;李林;姚仕堂;叶润华;王继宝;段松;何纳

    目的:分析云南省德宏傣族景颇族自治州(德宏州)2014年单阳家庭发生配偶间无保护性行为情况及其影响因素。方法基于“云南省德宏州HIV感染者阴性配偶艾滋病队列”2014年随访调查,研究现场为德宏州下辖的5个县/市(芒市、瑞丽市、梁河县、陇川县、盈江县),研究对象为自愿进入队列的HIV阴性者。根据“云南省德宏州HIV感染者阴性配偶艾滋病队列”2014年调查中的研究对象的数据完整性,以及相应的纳入标准进行筛选(有配偶且配偶为HIV抗体阳性;年龄≥16岁;在过去1年发生过性行为;现住址为德宏州),终纳入1520名研究对象,即1520个单阳家庭。采用χ2检验比较不同特征研究对象与配偶发生无保护性行为情况差异;采用多因素二分类非条件logistic回归模型分析影响研究对象与配偶发生无保护性行为的因素。结果1520名研究对象的年龄为(38.7±9.4)岁,其阳性配偶的年龄为(39.7±8.9)岁,确诊感染HIV时间3年及以上者占77.8%(1183例),接受过抗病毒治疗者占87.6%(1332例)。配偶间无保护性行为发生率为16.1%(244/1520)。单阳家庭发生配偶间无保护性行为与其文化程度(文盲者高于初中以上者,OR=1.58,P=0.044)、配偶确诊感染HIV时间(感染时间较短者高于较长者,OR=1.64,P=0.006)、配偶接受抗病毒治疗情况(未接受者高于接受者,OR=2.78,P<0.001)、每月与配偶发生性行为频率(频率较高者高于较低者,OR=1.66, P=0.019)以及有无子女情况(无子女者高于有子女者,OR=1.72,P=0.007)有关。结论云南省德宏州2014年HIV抗体单阳家庭配偶间无保护性行为发生率较高;阴性者为文盲、阳性者确诊感染HIV时间较短、阳性者未接受抗病毒治疗、每月配偶间发生性行为频率较高以及无子女是发生无保护性行为的危险因素。

  • 长期铬酸盐职业接触对人体外周血红细胞含量的影响

    作者:胡贵平;赵琳;刘佳兴;王乐乐;陈章健;张永明;王丽;赵祖昌;余善法;贾光

    目的:探讨长期铬酸盐职业接触对人群外周血红细胞含量的影响。方法2010—2015年间采用动态队列的研究方法,以河南省某铬酸盐工厂的铬盐接触工人作为接触组,共343名。在调查期间内,以管理、后勤和保安等非接触铬酸盐工作人群作为对照组,共73名。于每年10月定期随访接触组和对照组人群,并通过问卷收集研究对象的基本信息和职业接触史等。在控制年龄、性别、吸烟、饮酒以及BMI等相关混杂因素后,采用多因素广义估计方程模型分析长期铬酸盐接触对人体外周血红细胞含量的影响。结果接触组、对照组进入队列的年龄分别为(36.67±6.78)、(38.47±7.18)岁,工龄分别为(8.39±6.02)、(12.86±8.34)年。2010、2011、2012及2014年接触组人群外周血红细胞含量[(4.73±0.46)、(4.81±0.53)、(4.41±0.45)×1012/L]均低于对照组[(4.76±0.42)、(4.95±0.45)、(4.47±0.39)×1012/L],但差异没有统计学意义(t值分别为0.38、1.96、0.92、1.21,P值分别为0.703、0.051、0.358、0.227)。铬酸盐接触人群的外周血红细胞含量在2010与2011年、2011与2012年、2012与2014年以及2014与2015年的工作相关系数分别为0.667、0.464、-0.070、0.020(P值均<0.001)。将年龄、性别、吸烟、饮酒以及BMI作为协变量纳入多因素广义估计方程模型后,与对照组相比,接触组外周血红细胞含量降低, RR值为0.915(95%CI:0.852~0.982)。与不饮酒人群相比,饮酒人群外周血红细胞含量降低,RR值为0.910(95%CI:0.811~1.201);与女性相比,男性外周血红细胞含量降低,RR值为0.661(95%CI:0.616~0.709)。结论长期职业接触铬酸盐可能使人群外周血红细胞含量减少,男性、饮酒人群可能是铬酸盐接触人群外周血红细胞含量减少的危险因素。

  • 山东省微山县动物粪便中产志贺毒素大肠埃希菌血清型鉴定及耐药性分析

    作者:邵纯纯;胡彬;毕振旺;寇增强;房明;陈保立;毕振强

    目的:分析山东省微山县动物粪便中的产志贺毒素大肠埃希菌(STEC)的血清型及耐药状况。方法于2015年9月,采集山东省微山县共500份新鲜动物粪便样本(猪粪便145份,牛粪便140份,羊粪便130份,鸡粪便61份,鸭粪便10份,狗粪便8份,鹅粪便6份),从中共分离出16株STEC。采用血清凝集试验对STEC分离株进行血清分型,采用抗菌药物敏感性试验探讨其药敏性及耐药性。采用PCR方法检测四环素类耐药基因(tetA、tetB、tetC、tetD)以及β-内酰胺类耐药基因(blaSHV-1、blaCTX-M、blaTEM)共7种耐药基因。结果16株STEC中,13株来自猪粪便样本,2株来自牛粪便样本,1株来自羊粪便样本。O157:H7型STEC为2株,非O157型STEC为14株;非O157型STEC的血清型分布较为分散。在检测的16种抗生素中,对萘啶酸、磺胺异唑、复方磺胺甲唑、强力霉素、阿奇霉素、四环素、链霉素、氯霉素等8种抗菌药的耐药率分别为12/16、11/16、11/16、9/16、9/16、9/16、8/16、8/16,对萘啶酸耐药率高(12/16),其次为磺胺异唑和复方磺胺甲唑(11/16、11/16),对头孢吡肟、亚胺培南均不耐药。16株STEC中15株出现了多重耐药性,其中三重耐药菌株5株,四重、五重耐药菌株各4株,六重、七重耐药菌株各1株。16株分离菌株中共检测出3种耐药基因,分别为tetA、tetB、tetC。结论从微山县分离出的STEC菌株血清型多样且分布较为分散,对常见抗生素具有多重耐药性,血清型复杂性及出现多重耐药性可能与菌株变异有关。

  • 7~24月龄婴幼儿配方粉营养素贡献率调查

    作者:李湖中;贾海先;梁栋;邓陶陶;牛犁天;韩军花

    目的:调查配方粉对7~24月龄婴幼儿营养素摄入量的贡献率。方法考虑地域和经济因素,选取北京、河北、广西、广东,按照整群抽样及方便抽样相结合的原则,从每个省份(市)选择不少于120名7~24月龄婴幼儿。利用2 d 24 h称重法,通过监护人称量、记录辅食和配方粉重量,记录母乳喂养频次,以及配方粉、营养素补充剂摄入情况等。共发放调查问卷518份,收回合格调查问卷472份。通过《中国食物成分表》、婴幼儿配方食品营养素含量数据库、婴幼儿营养素补充剂品牌标签信息数据库计算婴幼儿营养素摄入量,同时计算其宏量营养素的供能占《中国居民膳食营养素参考摄入量》(DRIs)中膳食能量需要量(EER)的比重(EER%)以及每种营养素摄入量占DRIs中推荐摄入量(RNI)或适宜摄入量(AI)的比重(RNI%/AI%),分析每种营养素通过配方粉来源的贡献率。结果472名研究对象中,13~24月龄245名,7~12月龄227名。7~12和13~24月龄婴幼儿能量摄入中位数分别为2530.08和3445.48 kJ,EER%分别为85.18%和94.14%;蛋白质摄入量的中位数的RNI%/AI%分别为91.50%和105.88%。微量营养素方面,7~12月龄婴幼儿的维生素B1、维生素B2、烟酸、维生素E、钾、锌、锰和13~24月龄的维生素B2、维生素E、钾、镁、铁、锰的RNI%/AI%位于82.00%~114.29%之间。7~12月龄的维生素B6、铁、硒和13~24月龄的维生素B1、维生素B6、维生素C、钙、硒的RNI%/AI%<80%。同时也存在摄入量较高的营养素,7~12月龄的维生素A、钙、磷、镁和13~24月龄的维生素A、磷的RNI%/AI%均>130%。40.53%(92名)的7~12月龄婴幼儿和52.65%(129名)的13~24月龄婴幼儿在喂养过程中使用了配方粉,配方粉对研究对象宏量营养素摄入的贡献率为29.69%(碳水化合物)~51.77%(脂肪),对微量营养素的贡献率为2.04%(锰)~74.24%(维生素C)。结论配方粉对我国不同地区7~24月龄婴幼儿营养素摄入贡献一定比重,但不同营养素的贡献率差别较大。

  • 中国6个县/区孕妇孕期焦虑、抑郁发生状况及影响因素

    作者:胡焕青;张继;赵薇;田甜;黄爱群;王琳琳

    目的:调查中国6个县/区孕妇孕期焦虑、抑郁发生状况及其影响因素。方法于2014年8—12月在河北、辽宁、福建、湖南、四川、云南6个省的6个县/区开展了孕产妇健康状况横断面调查。每个调查县/区选取辖区产科门诊量位于前3位的医疗保健机构作为调查机构,采用概率比例规模抽样方法,共调查了4210名孕产妇。采用《综合医院焦虑/抑郁量表》调查孕期焦虑与抑郁情况,采用趋势χ2检验比较孕早、中、晚期焦虑、抑郁症状检出率的差异;采用多因素logistic回归模型分析孕期焦虑、抑郁症状的影响因素。结果孕妇焦虑症状检出率为8.5%(357/4210),抑郁症状检出率为12.5%(525/4210);孕早、中、晚期焦虑症状的检出率分别为7.9%(110/1392)、8.8%(124/1413)、8.8%(123/1405)(χ2趋势=0.65,P=0.419);抑郁症状检出率分别为14.0%(195/1392)、12.6%(178/1413)、10.8%(152/1405)(χ2趋势=6.52,P=0.011)。与大专及以上文化程度相比,初中学历孕妇发生孕期焦虑和抑郁症状的风险较高,OR(95%CI)值分别为1.94(1.44~2.63)、3.80(2.45~5.91);与非意外怀孕的孕妇相比,本次怀孕为意外怀孕的孕妇发生孕期焦虑和抑郁的风险较高,OR(95%CI)值分别为1.33(1.06~1.66)、1.35(1.07~1.71);与自我感觉家庭居住环境比较宽敞的孕妇相比,感觉居住环境拥挤的孕妇发生孕期焦虑的风险较高(OR=1.82,95%CI:1.15~2.87);与家庭年收入≥10万的孕妇相比,家庭年收入<1万孕妇发生孕期抑郁风险较高(OR=1.91,95%CI:1.05~3.49);与首次分娩孕妇相比,既往分娩次数≥2次孕妇发生孕期抑郁风险较高(OR=1.88,95%CI:1.04~3.41)。结论孕妇孕期焦虑和抑郁症状普遍存在,文化程度较低、本次怀孕为意外怀孕、自我感觉家庭居住环境拥挤孕妇孕期发生焦虑症状的风险较高;文化程度较低、本次怀孕为意外怀孕、家庭年收入<1万及既往分娩次数≥2次的孕妇发生孕期抑郁症状的风险较高。

  • 湖南省贫困农村地区6~23月龄婴幼儿辅食喂养现状及相关因素

    作者:周旭;方俊群;罗家有;王华;杜其云;黄广文;冯彬彬

    目的:研究贫困农村地区6~23月龄婴幼儿辅食喂养现状及其相关因素。方法2015年8月在湖南省辖区内武陵山区和罗霄山区30个贫困县按乡级概率规模抽样方法抽取8735名农村6~23月龄婴幼儿作为研究对象,采用问卷调查研究对象过去24 h喂养情况,个人和家庭情况,计算WHO《婴幼儿喂养评估指标》中少膳食种类(MDD)、少膳食频率(MMF)和低可接受膳食(MAD)等3个辅食喂养指标的合格率,采用多因素非条件logistic回归模型分析辅食喂养的相关因素。结果6~23月龄婴幼儿MDD、MMF和MAD合格率分别为73.9%(6452/8735)、81.6%(7124/8735)和49.0%(4276/8735)。相对于男性,女性婴幼儿MMF、MAD不合格的OR值分别为1.15、1.11;相对于6~11月龄,12~17、18~23月龄婴幼儿MDD不合格的OR值分别为0.41、0.38,12~17、18~23月龄婴幼儿MMF不合格的OR值分别为1.53、2.46,12~17、18~23月龄婴幼儿MAD不合格OR值分别为0.60、0.60;相对于汉族,苗族婴幼儿MDD、MMF、MAD不合格的OR值分别为1.43、1.72、1.56,土家族婴幼儿分别为2.21、2.02、2.11,侗族婴幼儿分别为0.62、0.61、0.64;相对于母亲25~29岁妊娠,<20、≥35岁母亲妊娠的婴幼儿MMF不合格的OR值分别为1.59、1.33;相对于母亲学历小学及以下,母亲初中学历婴幼儿MDD、MMF、MAD不合格的OR值分别为0.77、0.74、0.80,母亲高中学历婴幼儿分别为0.67、0.65、0.68,母亲大学及以上学历婴幼儿分别为0.66、0.47、0.60;相对于出生体重正常,低体重婴幼儿MMF不合格的OR值为0.71,超重婴幼儿为1.30;相对于家长喂养知识合格,家长喂养知识不合格婴幼儿MDD、MMF、MAD不合格的OR值分别为1.45、1.30、1.40;相对于母乳喂养,非母乳喂养婴幼儿MDD、MMF不合格的OR值分别为0.53、0.36;P值均<0.05。结论多数6~23月婴幼儿MDD和MMF合格,但MAD合格率较低;女性、低月龄、苗族或土家族、母亲妊娠年龄<20岁或≥35、母亲学历低、出生超重、家长喂养知识不合格、母乳喂养婴幼儿是辅食喂养不合格的高危人群。

  • 河南省哨点医院5岁以下儿童腹泻病例A组轮状病毒感染状况、临床特征及病原学研究

    作者:赵嘉咏;申晓靖;夏胜利;张白帆;穆玉姣;黄学勇;许汴利

    目的:分析2008—2015年河南省哨点医院5岁以下(1~59月龄)腹泻儿童A组轮状病毒的感染情况及临床和基因型别变迁特征。方法以2008—2015年河南省郑州市和开封市两家儿童医院内5岁以下(1~59月龄)住院腹泻儿童为研究对象。并于研究对象发病3 d或入院24 h内采集其粪便样本(每份3~5 ml),共收集2541份,同时收集患者流行病学信息(月龄、性别等人口学信息及临床症状)。采用双抗体夹心ELISA法检测A组轮状病毒,阳性样本抽提病毒RNA,采用巢式多重RT-PCR进行G/P基因分型。采用χ2检验比较不同特征患者感染情况。结果2541份样本共检出A组轮状病毒785份,阳性率为30.9%。2008—2015年每年的10月份阳性率均较高,平均阳性率为54.8%(345/629);每年的7月份阳性率均较低,平均阳性率为5.0%(5/101)。男童A组轮状病毒感染率为30.6%(451/1476),低于女童[31.4%(334/1065)](χ2=0.18,P=0.664);感染者主要为4~12月龄患者(61.3%,481/785),各月龄儿童感染率差异有统计学意义(χ2=196.69,P<0.001);城市儿童阳性率为26.0%(258/992),低于农村[34.0%(527/1549)](χ2=18.19,P<0.001)。785株A组轮状病毒G分型以G1、G2、G3、G9为主,分别占13.5%(106)、11.1%(87)、29.7%(233)、57.5%(451);P分型以P[4]、P[8]为主,分别占11.3%(89)、84.7%(665);型别组合以G9P[8]、G2P[4]、G3P[8]、G1P[8]为主,分别占52.9%(415)、9.7%(76)、17.3%(136)、11.3%(89);G1[8]、G3P[8]逐年递减,G9P[8]逐年递增,已成为河南省A组轮状病毒优势型别。从临床体征看,594例(75.7%)阳性病例体温为<37℃,135例(17.2%)体温为37.0~37.5℃,16例(2.0%)体温为37.6~38.0℃,40例(5.1%)体温为>38℃;166例(21.1%)腹泻次数为0~3次,515例(65.6%)为4~6次,63例(8.0%)为7~9次,41例(5.2%)为10~15次;682例(86.9%)未发生呕吐,92例(11.8%)发生1~2次呕吐,47例(6.0%)发生3次呕吐,3例(0.4%)发生4次及以上呕吐;682例(86.9%)未发生脱水现象,95例(12.1%)发生1%~5%的轻度脱水现象,8例(1.0%)发生5%以上的中重度脱水现象。结论河南省哨点医院5岁以下(1~59月龄)腹泻儿童A组轮状病毒感染率较高;在秋季和春季时儿童感染率较高,且存在混合感染病例;病原体可分为多种基因型别,G9P[8]为主要优势型别;大部分感染病例无发热、呕吐、脱水症状,出现发热、腹泻、呕吐、脱水等临床症状的病例多以轻症为主。

  • 1990与2013年中国归因于室内空气污染的疾病负担分析

    作者:殷鹏;蔡玥;刘江美;刘韫宁;齐金蕾;王黎君;由金玲;周脉耕

    目的:分析比较1990与2013年中国各省归因于室内空气污染的疾病负担。方法利用2013年全球疾病负担研究(GBD 2013)中国研究数据,计算人群归因分值,分析2013年中国(不包括中国香港、澳门、台湾)室内空气污染导致各类疾病的疾病负担,比较1990与2013年中国各省室内空气污染导致的PAF、死亡例数、伤残调整寿命年(DALY)以及死亡率和DALY率,同时比较了1990与2013年中国各年龄组的人群归因疾病负担。以2000—2025年世界平均人口结构为标准,对死亡率和DALY率进行标化。结果2013年,我国5岁以下儿童下呼吸道感染中有14.9%是由室内空气污染造成的。32.5%的慢性阻塞性肺部疾病(COPD)、12.0%的缺血性卒中、14.2%的出血性卒中、10.9%的缺血性心脏病和13.7%的肺癌归因于室内空气污染。2013年,室内空气污染导致的死亡为80.7万例,其中COPD为29.6万例,出血性卒中16.9万例,缺血性心脏病15.2万例,缺血性卒中8.8万例,肺癌7.5万例,5岁以下儿童下呼吸道感染2.8万例。与1990年(158.8/10万)相比,2013年(64.6/10万)中国归因于室内空气污染的标化死亡率下降59.3%,所有省份的归因于室内空气污染的标化死亡率均有下降,上海的下降幅度大(96.3%),新疆的下降幅度小(39.9%)。2013年我国归因于室内空气污染的标化DALY率高的省份为贵州(2233.0/10万),低的为上海(27.0/10万)。2013年70岁以上年龄组的DALY率高(7006.0/10万),与1990年相比,不同年龄组归因于室内空气污染的死亡率和DALY率均出现明显下降,下降幅度大的为5岁以下年龄组(分别下降91.9%和91.8%)。结论与1990年相比,2013年我国室内空气污染导致的疾病负担明显下降,但在部分西部省份,室内空气污染仍然造成较大的死亡和DALY损失。

  • 中国6月龄至5岁以下手足口病重症病例直接医疗费用情况及其影响因素

    作者:郑亚明;杨娟;廖巧红

    目的:分析中国6月龄至5岁以下实验室确诊手足口病重症病例(重症病例)的直接医疗费用及其影响因素。方法采用分层抽样方法,对2012年1月1日至2013年12月31日全国疾病监测信息报告管理系统中报告的6月龄至5岁以下的重症病例进行抽样。根据全国实验室确诊重症病例中3种病原学结果的构成比[肠道病毒A71型(EV-A71)、柯萨奇病毒A16型(CV-A16)和其他肠道病毒(OEV)分别占60%、4%和36%]分配病例,并将中国内地划分成7个区域(东北、华北、西北、华中、西南、华东、华南)进行抽样,收集重症病例患病期间并发症情况及直接医疗费用。排除具有基础疾病患者,以及不能清楚回忆主要诊断信息的患者后,共685例纳入直接医疗费用分析。采用秩和检验分析不同并发症患者直接医疗费用差异;采用Bootstrap多元线性回归模型分析影响重症病例直接医疗费用的因素。结果685例重症病例中男性456例(66.6%),女性229例(33.4%),直接医疗费用P50(P25,P75)为14250(10301,20600)元。并发呼吸道感染者为127例(18.5%),无菌性脑膜炎者为38例(5.5%),脑炎/脑干脑炎/急性弛缓性麻痹者为378例(55.2%),心肌炎者为53例(7.7%),肺出血/肺水肿者为39例(5.7%),心肺衰竭者为50例(7.3%),其直接医疗费用P50(P25,P75)分别为12360(7313,16480)、13803(9064,19930)、14438(11000,20015)、14800(8500,21218)、20600(12500,31130)和20043(12772,28840)元(H=17.70,P<0.001)。多元线性回归分析显示,华中地区的重症病例直接医疗费用比东北地区高7881(95%CI:3814~11949)元;OEV相关重症病例直接医疗费用比EV-A71低1987(95%CI:206~3769)元;病程≥21 d的重症病例直接医疗费用比≤5 d者高20480(95%CI:10985~29974)元;并发肺水肿/肺出血和心肺功能衰竭的重症病例分别比并发呼吸道感染的重症病例直接医疗费用高7874(95%CI:3723~12026)和9855(95%CI:328~19382)元。结论手足口病重症病例的经济负担较重,病程和并发症是其主要的影响因素。

  • 2013-2014年湖北省哨点医院A组轮状病毒G和P基因型遗传变异分析

    作者:李静;官旭华;张婷;邢学森;赵耀儒;黄静;徐军强

    人轮状病毒是引起婴幼儿腹泻常见的病原体之一,轮状病毒广泛分布于世界各地。人轮状病毒分A、B、C三组,其中A群组轮状病毒(rotavirus A,RVA)是引起婴幼儿腹泻主要的病原体,严重影响儿童的健康[1]。轮状病毒于1973年由澳大利亚学者R.F. Bishop发现,归类为呼肠孤病毒科轮状病毒属(rotavirus,RV)[1-2]。其基因组由11个片段组成的双链RNA,分别编码6个结构蛋白(VP1~VP4,VP6, VP7)和5个非结构蛋白(NSP1~NSP5)。按照衣壳蛋白VP6的抗原特异性不同,可将RV分为A、B、C、D、E、F、G等7个组。与人类关系密切的是A组RV,其中VP4和VP7是重要的外壳蛋白,根据VP4和VP7的差异可将A组RV分为P型和G型。目前已发现27个P型和19个G型,常见的型别为G1~G4和P4和P8,而常见G、P组合为G1P[8], G2P[4],G3P[8],G4P[8]和G9P[8][2]。本研究采用2013—2014年间湖北省襄阳、恩施腹泻监测哨点医院收集的腹泻粪便标本进行轮状病毒核酸检测和G、P分型,并分析该地区RV感染的流行病学特点。

  • 全球建立子宫颈癌防控体系的现况及策略思考

    作者:包鹤龄;方利文;王临虹

    子宫颈癌是女性常见的生殖系统恶性肿瘤之一。很多发达国家已经在人群中广泛开展子宫颈癌筛查和注射人乳头瘤状病毒疫苗项目。经过近30年的发展,综合性子宫颈癌防控体系不断完善,子宫颈癌发病率和死亡率明显下降。2009年以来,中国在全国范围内开展农村妇女“子宫颈癌-乳腺癌”筛查项目,子宫颈癌防控工作得到重视和发展。然而从体系建设来看,中国还未形成完善的、综合性的子宫颈癌防控体系,需要借鉴发达国家的经验并结合本国的卫生国情,从体系运行保障、与现有健康服务体系兼容性、适宜技术选择、信息系统和评估体系构建等方面思考建立适合中国国情的综合性子宫颈癌防控体系的策略。

  • 探索噪声性听力损失精准预防之路

    作者:余善法;郑玉新

    噪声性听力损失是一项亟待解决的公共卫生问题。听力损失对人们的社会生活、家庭生活和职业工作的质量都会造成巨大的影响。目前,听力损失的主要治疗方法是耳蜗移植和佩戴助听器。耳蜗移植仅局限于对少数听力损失非常严重的患者进行治疗。对大多数听力损失患者来说,由于听力损伤难以逆转,目前仍缺乏有效的治疗方法。在发达国家,噪声导致的经济损失估计占国内生产总值(gross domestic product,GDP)的0.2%~2.0%。在发展中国家,职业性噪声、城市和环境噪声(尤其是交通噪声)的暴露是导致听力损失发病率增加的环境危险因素[1]。所有听力损失中,近16%是由于持续的高强度噪声暴露引起的,由于高噪音暴露环境的增加,高强度噪音暴露比例今后还会增加[2]。一些发达国家的研究表明,有1/3的听力损失可以归因至噪声暴露。噪声性听力损失也是一个全球性问题,世界范围内有2.5亿劳动者存在临床意义上的听力损失[3-4]。预计每年用于噪声性听力损失的治疗、康复花费达16亿美元[3-4]。同时,随着人群期望寿命的延长,噪声性听力损失会大大地增加全球疾病负担。

  • 高筑控制高胆固醇血症与心血管疾病的“防洪大堤”

    作者:杨学礼;顾东风

    2015年《美国居民膳食指南2015—2020》中,取消了对膳食胆固醇每天<300 mg的推荐,认为现有证据不能说明膳食胆固醇摄入与血清胆固醇间存在明确关联[1]。随之,我国2016年中国居民膳食指南中,也取消设置膳食胆固醇摄入的上限[2]。由此衍生出的观点引起公众的误解、误读,甚至被部分媒体解读为胆固醇可以“随意吃”。然而,根据国内外现有证据和我国心血管疾病及胆固醇水平的变化趋势,有必要澄清对于控制膳食胆固醇过多摄入的认识。

  • 微信订购《中华预防医学杂志》

    作者:

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    关键词:
  • 中华医学会《中华预防医学杂志》理事单位名单

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  • 《中华预防医学杂志》第十一届编辑委员会委员名单

    作者:

    关键词:
  • 《中华预防医学杂志》稿约

    作者:

    中华预防医学杂志创刊于1953年10月,为中华医学会主办的预防医学与卫生学专业综合性学术期刊,以广大预防医学与公共卫生工作者为主要读者对象。办刊宗旨是:贯彻党和国家的卫生工作方针政策,贯彻理论与实践、普及与提高相结合的方针,反映我国预防医学与卫生学科研工作的重大进展,促进国内外预防医学与卫生学领域的学术交流。

    关键词:
  • 《中华预防医学杂志》第十一届编辑委员会通讯编委名单

    作者:

    关键词:
  • 中国糖尿病防控专家共识

    作者:《中国糖尿病防控专家共识》专家组

    为了加强糖尿病防控工作,保障人民健康,国家卫生计生委疾病预防控制局组织开展了中国糖尿病防控策略研究,经咨询和广泛征求意见,达成了专家共识,并在国家卫生计生委疾控局主办,中国疾病预防控制中心、中华医学会、中华预防医学会、中国医师协会共同承办的“2016联合国糖尿病日共同关注糖尿病”活动中向社会公开发布,意见如下。

    关键词: 糖尿病 预防 控制
  • 关于《中华预防医学杂志》刊出论文中英文缩写的公告

    作者:

    关键词:
  • 生态传染病模型研究:人兽共患病传播与环境影响因素

    作者:田怀玉;童世庐

    新发传染病一直威胁着人类健康和社会发展,其发生发展过程与全球经济发展、城市化、旅游和社会秩序息息相关。在全球自然与社会环境剧烈变化的驱动下,传染病的发生、发展以及传播模式也在不断改变[1-2]。据统计,1940—2004年,近60%的新发传染病为人兽共患病,其中超过70%的病原体直接来源于野生动物,如重症急性呼吸综合征(severe acute respiratory syndrome,SARS)、口蹄疫、埃博拉出血热、中东呼吸综合征等,并且这一比例仍在持续上升[3]。

  • EYA4基因多态性与职业噪声性听力损失易感性的关系

    作者:杨秋月;徐相蓉;焦洁;郑玉新;何丽华;余善法;谷桂珍;陈国顺;周文慧;吴辉;李艳红;张焕玲;张增瑞

    目的:探讨EYA4基因多态性与噪声性听力损失(NIHL)易感性的关系。方法在噪声暴露队列基础上,进行巢式病例-对照研究,采用1∶2病例-对照设计。从2006年1月1日起,以中国河南省某钢铁企业炼钢和轧钢车间的6297名接触噪声作业工人为队列研究的源人群,随访至2015年12月31日,筛选其中双耳高频平均听阈≥40 dB(A)定义为病例组,共292例,根据同性别、年龄相差不超过5岁、接触噪声工龄相差不超过2年的匹配标准,选择双耳高频平均听阈<35 dB(A)且双耳平均语频≤25 dB(A)定义为对照组,确定对照584名;通过SNPscanTM法检测EYA4基因的4个单核苷酸位点的多态性,采用多因素条件logistic回归分析模型分析EYA4基因单个位点与NIHL易感性之间的关系。并分析单体型与累积噪声暴露量(CNE)之间交互作用对NIHL易感性的作用。结果纳入调查对象的年龄为(40.1±8.4)岁,接噪工龄的M(P25, P75)为[20.3(8.4,27.3)]年,接触噪声的范围小值~大值为80.2~98.8 dB(A),累计噪声暴露量(CNE)的小值~大值为86.6~111.2 dB(A)·年。在调整吸烟、饮酒、高血压和身高后,在噪声暴露水平>85 dB(A)组,与GG基因型相比,携带rs3813346 TT基因型发生NIHL的OR(95%CI)值为2.12(1.21~3.69)。在CNE>98 dB(A)·年组,与TGC单体型相比,携带单体型CGT发生NIHL的风险的OR(95%CI)值为0.60(0.37~0.97),而经Bonferroni检验校正后, EYA4基因型与噪声的交互作用差异没有统计学意义。结论 EYA4基因多态性可能是NIHL的遗传易感性因素。

  • 原钙黏蛋白15基因多态性与职业人群噪声性听力损失易感性的关系分析

    作者:徐相蓉;杨秋月;焦洁;郑玉新;何丽华;余善法;谷桂珍;陈国顺;周文慧;吴辉;李艳红;张焕玲;张增瑞

    目的:探讨职业人群噪声性听力损失(NIHL)易感性与原钙黏蛋白15(PCDH15)基因单核苷酸多态性(SNPs)之间的关联。方法采用巢式病例-对照研究方法,从2006年1月1日起,以中国河南省某钢铁企业炼钢和轧钢车间的7445名接触噪声作业工人为队列研究的源人群,随访至2015年12月31日,筛选其中双耳高频平均听阈≥40 dB(A)定义为病例组,共394例;双耳高频平均听阈<35 dB(A)且双耳平均语频≤25 dB(A)定义为对照组,共721名。对所有研究对象进行健康检查和问卷调查。采用SNP scanTM多重SNP分型试剂盒对单核苷酸多态性位点进行分型,采用多元非条件logistic回归模型分析加性模型下病例、对照组不同单个位点与NIHL发病的相关性。采用多因素非条件logistic回归模型分析病例组、对照组人群中PCDH15基因不同位点SNP与NIHL发病之间的相关性。结果纳入调查对象的年龄为(40.5±8.3)岁,接噪工龄M(P25, P75)为[21.1(9.1,27.3)]年,接触噪声的范围小值~大值为80.1~98.8 dB(A),累计噪声暴露量(CNE)的小值~大值为86.6~111.2 dB(A)·年。研究发现,PCDH15基因rs11004085位点的TT、CT和CC基因型分布在病例组和对照组的差异有统计学意义(P=0.049),病例组分别为370例(93.9%)、24例(6.1%)和0例(0),对照组分别为694例(96.3%)、26例(3.6%)和1例(0.1%)。在调整吸烟、饮酒、高血压、身高和CNE后,与TT基因型相比,个体携带CC/CT基因型发生NIHL的OR(95%CI)为1.90(1.06~3.40)。分别按噪声暴露水平和CNE分层分析后发现,当噪声暴露水平>85 dB(A)时,与AA基因型相比,rs10825113位点的GA/GG基因型发生NIHL的OR(95%CI)为2.63(1.12~6.14)。以CNE分层后,发现在CNE≤98 dB(A)·年时,与TT基因型相比,rs11004085位点的CC/CT基因型发生NIHL的OR(95%CI)为2.96(1.33~6.56)。而经Bonferroni检验调整后,上述结果差异没有统计学意义。结论 PCDH15基因多态性可能是NIHL的易感因素之一。

  • 线粒体12 S rRNA基因、tRNA基因和细胞色素氧化酶Ⅱ基因多态性与职业人群噪声性听力损失易感性的研究

    作者:焦洁;谷桂珍;陈国顺;李艳红;张焕玲;杨秋月;徐相蓉;周文慧;吴辉;何丽华;郑玉新;余善法

    目的:探讨线粒体12 S rRNA基因、tRNA基因和细胞色素氧化酶Ⅱ基因多态性与职业性噪声听力损失(NIHL)发生风险的关系。方法从2006年1月1日起,以中国河南省某钢铁企业炼钢和轧钢车间的7445名接触噪声作业工人为队列研究的源人群,随访至2015年12月31日,筛选其中双耳高频平均听阈≥40 dB(A)定义为病例组,选择双耳高频平均听阈<35 dB(A)且双耳平均语频≤25 dB(A)定义为对照组,并严格按年龄、接噪工龄、性别、工种因素,进行1∶1病例-对照配对,终选取病例组286例和对照组286名。采用SNPscanTM法对研究对象的线粒体12 S rRNA基因、tRNA基因和细胞色素氧化酶Ⅱ基因的8个位点进行基因分型。采用多因素条件logistic回归模型分析不同单核苷酸多态性与NIHL发病的关系,并在对累积噪声暴露量(CNE)进行分层后,分析不同噪声暴露水平、人群特征对NIHL发病的影响,后分析了调整吸烟和CNE后,不同单核苷酸多态性与NIHL发生风险之间的关系。结果调查对象的年龄为(40.3±8.1)岁,接噪工龄为(18.6±8.9)年,接触噪声的范围小值~大值为80.1~93.4 dB(A),CNE的小值~大值为86.8~107.9 dB(A)·年。在CNE<98 dB(A)·年人群中,与不吸烟人群相比,吸烟人群发生NIHL的OR(95%CI)为1.88(1.16~3.05);在CNE≥98 d(B)A·年人群中为OR(95%CI)为2.53(1.49~4.30)。CNE<98 dB(A)·年的噪声作业工人,与G827A位点不携带GG基因型者相比,携带G827A位点GG基因型者发生NIHL的OR(95%CI)为0.18(0.04~0.82)。在调整了吸烟、CNE之后,与G827A位点不携带GG基因型者相比,携带G827A位点GG基因型者发生NIHL的OR(95%CI)为0.19(0.04~0.88)。结论吸烟可增加职业噪声作业工人的NIHL的发生风险,对于CNE<98 dB(A)·年研究对象,线粒体的G827A位点变异可能与NIHL的发生风险有关。

  • 钢铁厂工人职业性噪声性听力损失的队列研究

    作者:余善法;陈国顺;焦洁;谷桂珍;张焕玲;王兴明;周文慧;吴辉;李艳红;郑玉新

    目的:探讨2006—2015年某钢铁厂噪声作业工人职业性噪声听力损失情况。方法采用队列研究方法,将2006年1月1日到2015年12月31日接触噪声的作业工人纳入动态研究队列中并在随访时对其进行纯音听力测试,有6297名完成两次以上健康检查和听力测定,纳入终的研究与分析。对该钢铁厂工人噪声作业环境进行测定,并对其累积噪声暴露量进行评估。测量工人8h等效连续声级dB(A),按照不同作业岗位的噪声暴露水平,并将其分为高、中、低暴露组,暴露水平分别为80.6~85.0、85.1~90.0、90.1~103.4 dB(A)。使用多因素非条件logistic回归模型分析低、中、高暴露组噪声性听力损失发病的RR值及95%CI值,并对发病风险进行年龄、性别、吸烟、饮酒、高温和毒物接触水平调整分析。结果6297名调查对象在观察期间发生职业噪声性听力损失392例,发病率为6.23%;高频听力损伤318例,发病率为5.05%。职业性噪声聋74例,发病率1.18%。高、中、低暴露组听力损失发病率分别为9.22%(158/1713)、6.49%(204/3142)和2.08%(30/1442),其中高频听力损失发病率分别为7.41%(127/1713)、5.25%(165/3142)和1.80%(26/1442),噪声聋发病率分别为1.81%(31/1713)、1.24%(39/3142)和0.28%(4/1442)。累积噪声暴露量≤84.99、85.00~87.99、88.00~90.99、91.00~93.99、94.00~96.99、97.00~100.99、101.00~102.99和≥103.00 dB(A)·年组听力损失发病率分别为0(0/185)、1.22%(2/164)、2.52%(17/674)、3.83%(35/913)、5.80%(106/1827)、6.02%(67/1113)、9.20%(95/1003)和18.04%(70/388)。与低暴露组相比,高暴露组发生噪声性听力损失、高频听力损失、噪声聋的RR(95%CI)值分别为4.78(3.22~7.11)、4.36(2.84~6.69),6.63(2.33~18.82);中暴露组噪声性听力损失、高频听力损失、噪声聋的RR值为3.27(95%CI:2.22~4.82)、3.02(95%CI:1.99~4.59)、4.52(95%CI:1.61~12.67)。结论钢铁厂噪声作业工人噪声性听力损失的发生与累积噪声暴露量、性别、年龄、文化程度、吸烟、饮酒及接触高温有关。

中华预防医学分期目录
期数
2019 01 03
2018 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12
2017 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12
2016 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12
2015 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12
2014 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12
2013 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12
2012 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12
2011 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12
2010 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12
2009 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12
2008 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 z1
2007 01 02 03 04 05 06 z1
2006 01 02 03 04 05 06
2005 01 02 03 04 05 06
2004 01 02 03 04 05 06
2003 01 02 03 04 05 06
2002 01 02 03 04 05 06
2001 01 02 03 04 05 06
2000 01 02 03 04 05 06
1999 01 02 03 04 05
1998 01 03 04 05 06

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