中华预防医学杂志
Chinese Journal of Preventive Medicine 중화예방의학잡지
- 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
- 论文标题 期刊级别 审稿状态
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北京某垃圾焚烧厂周边区域二噁英暴露健康风险评估
目的 基于北京某垃圾焚烧厂周边区域二噁英检测结果,评估当地居民面临的健康风险.方法 选取北京某垃圾焚烧厂附近人民政府、中心小学和居民小区三处代表性点位,于2016年3—12月期间分别采集4次空气样本以及1次土壤样本,检测二噁英浓度,计算居民通过呼吸、皮肤接触、泥土摄入和食用动植物产品等途径摄入的二噁英的量,根据已有流行病学研究,评估居民的终身致癌风险.结果 北京某垃圾焚烧厂附近人民政府、中心小学和居民小区代表位点中空气中二噁英日均平均浓度为0.15、0.17、0.19 pg/m3,土壤中日均浓度分别为12.5、20.2、6.1 ng/kg.人民政府、中心小学和居民小区居民呼吸途径的终身致癌风险为9.55×10-6、1.08×10-5、1.21×10-5;皮肤接触途径的终身致癌风险分别为3.40×10-7、5.50×10-7、1.65×10-7.居民在泥土摄入、食用蔬菜、鸡蛋、鸡肉的暴露途径下的终身致癌风险在2.08×10-6~6.30×10-9范围内.结论 所有暴露途径下,该垃圾焚烧厂周边区域居民的终身致癌风险低于可接受风险上限(10-4).
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北京市东城区5岁以下人群感染性腹泻病原学特征分析
目的 分析北京市东城区5岁以下人群感染性腹泻的病原学特征.方法 通过传染病监测技术平台信息管理系统,以北京市东城区2012—2015年在第二妇幼保健院就诊的感染性腹泻患儿为研究对象,纳入标准为5岁以下且发病3 d内未使用抗生素的门急诊病例,共1 977例;收集其年龄、感染时间、临床症状及实验室检测结果等信息.采用χ2检验比较不同性别、时间和年龄间患儿腹泻病毒和细菌检出率以及单纯检出病毒和单纯检出细菌者临床特征的差异.结果 1 977例患儿月龄的P50(P25,P75)为14.19(8.31,23.15),病毒检出率为34.3%(679例),细菌检出率为14.6%(288例).不同月龄患儿病毒检出率差异有统计学意义(χ2=72.38,P<0.001),24~60月龄高,为40.9%(188/460),0~5月龄组低,为15.3%(48/314);不同月龄患儿细菌检出率差异有统计学意义(χ2=32.67,P<0.001),12~17月龄组高,为19.0%(81/426),0~5月龄组低,为6.7%(21/314).单纯病毒检出组发生呕吐和水样便的比例分别为22.2%(136例)和73.3%(449例),均高于单纯细菌检出组[8.1%(18例)和57.2%(127例)],差异有统计学意义(χ2值分别为125.92和19.60,P值均<0.001);发生黏液便和发热的比例分别为0.8%(5例)和14.0%(86例),均低于细菌检出组[4.1%(9例)和18.5%(41例)],差异有统计学意义(χ2值分别为8.50和23.01,P值分别为0.004和<0.001).结论 北京市东城区婴幼儿感染性腹泻病毒检出率高于细菌检出率,而且临床特征存在较大差异.
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2013—2015年太原市大气臭氧浓度与新生儿早产关系的时间序列分析
目的 探讨太原市大气污染物臭氧与新生儿早产的相关性.方法 从中国环境监测网站以及中国数据气象网收集太原市2013—2015年大气污染物臭氧逐日平均浓度和逐日8 h大浓度、PM2.5的逐日平均浓度、气象因素(包括日平均气温和相对湿度)及每日新生儿早产数,采用时间序列分析方法,使用广义线性模型分析新生儿出生前4周暴露于大气污染物臭氧与新生儿每日早产数的关系,并对新生儿的性别进行亚组分析.使用双污染物模型(臭氧和PM2.5)以及改变模型自由度的方法进行敏感性分析.结果 太原市2013—2015年大气污染物臭氧逐日平均浓度和8 h大浓度均值分别为45.35、71.33 μg/m3.不同的暴露窗口期对新生儿早产的效应不同,出生前3周、出生前4周大气污染物臭氧逐日平均浓度每增加10 μg/m3,新生儿早产的风险增大,RR值分别为1.090(95%CI :1.042~1.139)、1.095(95%CI : 1.032~1.163).男婴更容易受到大气污染物臭氧的影响,出生当天臭氧逐日平均浓度每增加10 μg/m3,男婴、女婴早产的风险RR值分别为1.013(95%CI : 0.997~1.029)、0.996(95%CI : 0.983~1.010);出生当天臭氧逐日平均浓度与臭氧逐日8 h大浓度每增加10 μg/m3,新生儿产的风险RR值分别为1.006(95%CI : 0.994~1.017)、0.997(95%CI : 0.988~1.005).结论 出生前暴露于大气污染物臭氧可能会增加新生儿早产的风险,不同的暴露期新生儿早产的风险会存在差异,且这种风险在男婴中更加显著.
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中老年人体重变化对血压、血糖和血脂变化影响的纵向队列研究
目的 探讨中老年人群体重变化对血压、血糖和血脂变化的影响.方法 研究对象来自东风-同济队列研究.选取在2008年基线调查及2013年第1次随访调查中均有完整资料的16 606名中老年人为研究对象,收集其基本信息、生活方式、患病及服药情况,身高、体重及血压测量结果,以及空腹血糖和血脂的检测结果数据.将体重变化分为5组,分别为体重中度及以上减轻(<-8.0%)、轻度减轻(-8.0%~-3.1%)、维持稳定(-3.0%~3.0%)、轻度增加(3.1%~8.0%)和中度及以上增加(>8.0%).采用广义线性回归模型分析体重变化与收缩压、舒张压、空腹血糖、总胆固醇、LDL-C、HDL-C和甘油三酯变化的关系.采用分层分析探讨不同性别、年龄和基线BMI水平的人群中体重变化与上述指标变化关系.结果 研究对象在基线调查时的年龄为(62.19±7.28)岁,范围为45~89岁.5年期间体重中度及以上减轻、轻度减轻、体重维持稳定、轻度增加、体重中度及以上增加的中老年人分别占18.86%(2 633名)、28.03%(4 655名)、35.87%(5 956名)、13.96%(2 319名)、6.28%(1 043名).体重变化与收缩压、舒张压、空腹血糖、总胆固醇、LDL-C和甘油三酯变化呈正线性相关,与HDL-C变化呈负线性相关(线性趋势性P值均<0.05);体重每变化10%,收缩压(mmHg)、舒张压(mmHg)、空腹血糖(mmol/L)、总胆固醇(mmol/L)、LDL-C(mmol/L),HDL-C(mmol/L)和甘油三酯(mmol/L)变化的β (95%CI)值分别为4.94(4.32,5.55)、2.50(2.11,2.88)、0.05 (0.02,0.08)、0.13 (0.11,0.16)、0.14 (0.12, 0.16)、-0.05 (-0.07,-0.04)和0.16 (0.14,0.18).分层分析结果显示,年龄大、基线超重或肥胖的中老年人群,体重变化能够导致更大的血压变化(交互作用P值均<0.05).结论 在中老年人群中,无论体重正常还是超重肥胖者,体重减轻有利于血压、血糖及血脂水平的改善,体重增加则不利于上述指标的改善.
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高危型HPV DNA检测在未明确意义的非典型鳞状上皮细胞分流中的应用效果
目的 评价高危型HPV(HR-HPV)DNA检测在未明确意义的非典型鳞状上皮细胞(ASC-US)分流中的效果.方法 研究对象来源于2017年4—5月在河南省济源市建立的宫颈癌筛查队列,选取其中有完整阴道镜召回信息及细胞学诊断为ASC-US的女性作为研究对象,共393名.采用自制问卷收集研究对象一般情况和宫颈癌病史等信息,采集其宫颈脱落细胞标本进行HPV DNA检测,同时进行阴道镜检查,病变处取活检行组织病理学诊断.将病理学诊断作为金标准,计算HPV DNA检测的灵敏度、特异度、阳性预测值(PPV)、阴性预测值(NPV)及其95%CI值.结果 393名研究对象的年龄为(50.81±9.22)岁,其中HR-HPV、HPV16/18的阳性率分别为35.62%、10.69%和2.80%.将宫颈上皮内瘤样病变(CIN)2级及以上(CIN2+)作为疾病终点时,HR-HPV分流ASC-US人群的灵敏度、特异度、PPV、NPV分别为84.38%(68.25%~93.14%)、68.70%(63.74%~73.26%)、19.29%(13.61%~26.61%)、98.02%(95.46%~99.15%);HPV16/18分流的灵敏度为59.38%(42.26%~74.48%),特异度为91.14%(87.75%~93.65%),PPV和NPV分别为59.38%(25.32%~50.98%)和91.14%(93.61%~97.77%).结论 HR-HPV作为ASC-US人群分流措施的效果优于HPV16/18,可以通过增加特异性的HR-HPV型别来提高HPV16/18的分流效果.
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厦门市60岁及以上老年人认知功能状况及与看电视时长的关系分析
目的 调查厦门市60岁及以上老年人认知功能状况,并分析看电视时长与老年人认知功能的关系.方法 于2016年7—10月,采用多阶段随机抽样方法,选取3 230名60岁及以上的厦门市户籍老人进行问卷调查,运用蒙特利尔认知量表(MoCA)进行认知功能评估.采用有序logistic回归模型分析看电视时长与认知功能的关系.结果 终纳入分析的2 944名研究对象为年龄(70.14± 7.81)岁,其中男性1 516名(51.49%).认知功能总体得分为(18.65±6.43)分,其中定向力、记忆力、视空功能、执行功能、注意、语言能力维度得分分别为(5.43±1.17)、(2.33±1.95)、(1.80±1.52)、(1.66± 1.20)、(4.54±1.71)、(4.09±1.64)分.与看电视时长为>0且≤2 h/d的研究对象相比,不看电视者各个维度认知功能得分均较低,记忆力、视空功能、执行功能、注意力、语言能力、定向力维度及总体的OR (95%CI)值分别为0.68(0.48~0.96)、0.67(0.47~0.96)、0.48(0.34~0.67)、0.56(0.41~0.77)、0.45(0.33~0.62)、0.52(0.37~0.73)、0.50(0.35~0.71);看电视时长为>2且≤4 h/d的研究对象执行功能、注意力、语言能力、定向力维度及总体得分较高,OR(95%CI)值分别为1.20(1.02~1.41)、1.41(1.19~1.67)、1.51(1.28~1.77)、1.33(1.08~1.64)、1.24(1.05~1.47).结论 厦门市60岁及以上老年人中看电视时长为>2且≤4 h/d者认知功能较好.
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中国老年人群认知异常影响因素的病例对照研究
目的 探讨中国老年人认知异常发生的相关因素.方法 调查对象来自老年期重点疾病预防和干预项目试点调查.该调查采用多阶段分层整群随机抽样方法,在中国6个省(自治区、直辖市)抽取24 000名60岁及以上城乡居民,进行了问卷调查、身体测量、血糖和血脂检测以及载脂蛋白E(ApoE)基因型检测.采用中文版痴呆筛查量表进行初筛,有2项及以上存在异常的作为初筛可疑认知异常病例,再使用简易精神状况检查(MMSE)量表[3]进行认知功能评定.以筛查出的1 300名认知功能异常者作为病例组,以年龄、性别和常住地区为配对因素选取2 600名非认知异常者为对照组,采用1∶2匹配资料的多因素条件logistic回归模型分析认知异常的相关因素.结果 与认知异常负相关的因素为:教育程度高(小学或初中:OR=0.63,95%CI=0.51~0.77,高中及以上:OR=0.59, 95%CI=0.39~0.88),每天与邻居交往(OR=0.61,95%CI=0.50~0.75)、每周参加社会活动(OR=0.59, 95%CI=0.44~0.79)、每天喝茶(OR=0.71,95%CI=0.58~0.88)、每天锻炼身体(OR=0.71,95%CI=0.57~0.88)、看报读书(偶尔:OR=0.50,95%CI=0.37~0.67;经常:OR=0.40,95%CI=0.28~0.57)、打牌或玩麻将(偶尔:OR=0.51,95%CI=0.34~0.74;经常:OR=0.50,95%CI=0.36~0.68).与认知异常正相关的因素有:ApoE含ε4等位基因型(ε4杂合子:OR=1.31,95%CI=1.08~1.58;ε4纯合子:OR=2.74,95%CI=1.52~5.00)、糖尿病(早发病:OR=9.03,95%CI=3.07~33.60;晚发病:OR=4.40,95%CI=3.18~6.17)、脑卒中(OR=1.90,95%CI=1.35~2.69)、哮喘(OR=1.95,95%CI=1.11~3.42).结论 APOE-ε4等位基因、低受教育程度、脑卒中、哮喘和糖尿病是老年认知异常发生的危险因素,保持良好的生活方式和全生命历程预防慢性病能够显著降低老年认知异常的发生.
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上海市热带念珠菌临床分离株耐药性及多位点序列分型研究
目的 分析上海市感染性疾病患者的热带念珠菌临床分离株耐药性,并对其进行分子特征研究.方法 于2012—2015年,从上海市公共卫生临床中心87例感染性疾病患者的真菌培养标本中分离热带念珠菌,共95株;同时,收集患者的临床基本资料.采用ATB FUNGUS 3药物敏感性检测板条分析菌株对抗真菌药物的耐药性,采用多位点序列分型法(MLST)对其进行分型,同时应用MEGA 5.2软件中UPGMA方法对95株热带念珠菌进行同源性分析.结果 95株热带念球菌分别来源于结核病患者(31株)、艾滋病患者(21株)、肝病患者(19株)和罕见原因感染或发热患者(24株);对5-氟胞嘧啶、两性霉素B、氟康唑、伊曲康唑和伏立康唑的耐药率分别为:2.1%(2株)、0、26.3%(25株)、26.3%(25株)和26.3%(25株),其中,唑类耐药株患者分别来源于罕见原因感染或发热患者(14株)、艾滋病患者(8株)和结核病患者(3株).MLST分型分析显示,产生72个序列型(ST型),其中70种为新型别;进化树分析显示,95株临床株分布为三大簇,唑类耐药株中有24株(96.0%)分布于同一簇.结论 分离的热带念珠菌主要对唑类药物耐药,MLST分型显示与其遗传背景密切相关.
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社会接触模式与传染病传播的研究进展
社会接触是指社会生活中人与人之间的联系.人群的社会接触模式往往存在一定规律,深入研究这些规律,可以建立精准传播模型,为经飞沫或接触传播的传染病防控提供科学依据.本文就社会接触的研究方法、规律及其对传染病传播的影响进行分析和总结,认为当前社会接触的研究方法主要包括直接观察法、日记法及电子近距离传感法,而人群的社会接触模式在接触时间、接触地点及接触对象等多个维度均存在规律.此外,人群社会接触模式相关规律还可应用于传染病的传播建模和干预措施的效果评价,为相关部门的预防工作开展提供有力依据.
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饮用水安全:"健康中国2030"蓝图的基础
获得安全饮用水是健康的重要前提,也是人类的基本权利.1978年阿拉木图宣言中即将安全饮用水作为初级卫生保健目标的重要内容.这40年既是我国不遗余力地努力奋斗履约宣言过程,也是坚持改革开放,人民生活水平和健康全面改善,实现跨越发展的关键阶段.然而,40年的工业化和城市化蓬勃发展既带来繁荣,也加剧了水体、空气和土壤等环境介质的污染和生态环境的破坏.严重的水污染不仅影响了城市供水安全,也成为食品安全的重大隐患.长期饮用受地质条件影响和工业污染的饮用水及频发的水污染事件,已成为影响人群健康、可持续发展和社会稳定的潜在风险因素.为此,国家从"十一五"起,连续三个五年计划系统规划实施了"水体污染控制与治理科技重大专项",立意长远,规模宏大.在《"健康中国2030"规划纲要》中又明确指出"推进饮用水水源地达标建设,强化地下水管理和保护",为饮用水安全保障战略实现奠定了重要基础[1].
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"十二五"规划期间空气质量改善在31个省会城市的长期健康效应
"十二五"规划期间,为改善空气质量,全国范围内实行了一系列大气污染防控措施.Liu等评估了中国31个省会城市由于空气质量改善的健康效应.分析2011—2015年间PM10、PM2.5、SO2 和NO2浓度变化趋势,以总死亡率、心血管系统疾病(CVD)死亡率、呼吸系统疾病(RESP)死亡率、总癌症(TC)死亡率、肺癌(LC)死亡率和乳腺癌(BC)死亡率为健康效应指标,从既往Meta分析和队列研究中,确定每种大气污染物与各健康效应指标之间的暴露-反应关系,即大气污染物浓度改变1μg/m3对应的RR值,评估大气污染物浓度改变对超额死亡人数的影响.
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结直肠癌与饮用水中长期暴露三卤甲烷的关系
三卤甲烷是一种常见的饮用水消毒副产物,其与结直肠癌发病的关联是备受关注的话题.研究者在2008—2013西班牙和意大利开展了一项多中心病例-对照研究,调查病例组和对照组的居住时间、日常耗水量、淋浴时间和频率以及其他与结直肠癌相关的危险因素.根据居民日常用水情况以及水中三卤甲烷的浓度,估算居民饮用水中三卤甲烷的平均暴露水平,以OR值表示饮用水中三卤甲烷浓度与结直肠癌的关联.本研究终纳入病例组2 047例,对照组3 718名.
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中国南方丘陵地区水库水中重金属污染的分布、来源及健康风险评估
在发展中国家,水库水是居民生活饮用水的重要来源.水中重金属污染,不仅影响水生态环境,而且会危害人类健康,因此近年来备受关注.Wang等分析了中国南方丘陵地区水库水中重金属污染的特征及来源,并评估其健康风险.该研究在中国南方10个省份中,选取19个水库为研究对象,在丰水期和枯水期分别采样,检测水样的pH值、悬浮固体含量(SS)、透明度(Trans)、溶解氧(DO)、高锰酸盐指数(CODMn)、溶解性有机碳(DOC)、总氮量(TN)和总磷酸盐含量(TP),并通过电感耦合等离子体色谱法(ICP-MS)检测水库水中Cd、Cr、Cu、Pb、Zn、Ni、Al和As浓度.
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《大气污染防治行动计划》健康效应:一项基于空气质量监测和死亡数据的分析
2013年国务院发布《大气污染防治行动计划》(APPCAP).Huang等评估了APPCAP实行以来,全国74座城市空气污染水平的变化,以及空气质量改善带来的健康效应.基于地理分布、数据来源以及人口规模,选择来自中国31个省份(包括直辖市、自治区)的74座城市为研究对象.分析PM2.5、PM10、SO2、NO2、CO和O3 六种大气污染物浓度变化趋势,根据PM2.5与肺癌、缺血性心脏病、卒中和慢性阻塞性肺病(COPD),O3与COPD的暴露-效应关系,以超额死亡人数及寿命损失年数(YLL)为健康效应指标,综合评估APPCAP的长期健康效应.
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人乳头瘤病毒疫苗在成年女性应用中的若干问题及建议
宫颈癌是全球女性常见的恶性肿瘤之一,发病率和死亡率呈逐年上升趋势.世界范围内,宫颈癌是女性的第四大恶性肿瘤,2012年WHO估计全球宫颈癌新发病例数为52.8万,死亡26.6万例,其中85%的病例发生在中低收入国家[1].根据2018年我国癌症统计数据显示,2014年全国宫颈癌新发病例数估计为10.2万,死亡约3.0万例[2].近年来,我国宫颈癌发病率呈上升趋势[3],宫颈癌的防治作为公共卫生问题已引起政府的高度重视和关注.
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缅怀我国著名社会医学家——顾杏元教授
顾杏元教授是我国社会医学的主要创始人之一,卫生政策与管理研究的先行者;曾担任世界卫生组织卫生评价专家组顾问,世界卫生组织西太区医学研究委员会顾问,中华预防医学会理事及社会医学分会主任委员,原卫生部政策与管理研究专家委员会副主任委员,中国卫生统计学会副会长,中国人口学会理事,中国农村卫生协会理事,上海市卫生统计学会会长,上海市人口学会副会长,上海市卫生经济研究会副会长,上海市卫生工作者协会副会长等.
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中国妇女2012—2016年妊娠期贫血患病状况的Meta分析
目的 探讨中国妇女妊娠期贫血的患病率和流行病学特征.方法 检索数据库包括中国生物医学文献数据库(CBMdisc)、中国知网数据库(CNKI)、万方数据库、中文科技期刊数据库(CSTJ)、PubMed数据库、Cochrane图书馆、Embase数据库等.时间限定为2012年1月至2017年10月,语种限定为中文和英文.中文检索词主要包括:妊娠期、贫血、流行病学、患病率.英文检索词主要包括:pregnancy、anemia、epidemiology、prevalence.结果 共纳入文献28篇,总样本量为58 752人,其中妊娠期贫血11 588例.妊娠期贫血患病率合并值为19.9%(95%CI :16.3%~23.5%).不同贫血程度的妊娠期贫血患病率不同,轻、中、重度贫血的患病率分别为15.9%(95%CI :11.7%~20.2%)、5.7%(95%CI :4.5%~6.8%)、1.3%(95%CI :0.8%~1.8%),轻度贫血患病率高,重度贫血患病率低,差异有统计学意义(P<0.05).随孕周增加,妊娠期妇女贫血患病率上升,妊娠早、中、晚期贫血患病率分别为10.1% (95%CI :6.2%~14.0%)、26.7%(95%CI :18.0%~35.5%)、28.1%(95%CI :21.0%~35.1%),差异有统计学意义(P<0.05).调查时间截尾年份、地区、居住地、年龄、文化程度、孕次的亚组分析组间差异均无统计学意义(P>0.05).结论 我国妇女妊娠期贫血患病率在过去5年中保持在较低水平,轻度贫血患病率较中、重度贫血患病率高.妊娠中、晚期妇女贫血患病率较高,应重点关注.
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预防医学本科生岗位胜任力评定量表的构建研究
胜任力是指特质、动机、自我概念、社会角色、态度、价值观、专门化知识和技能等能够可靠测量并可以显著预测工作绩效的个体特征[1].胜任力模型是指完成特定工作或角色所需胜任特征的综合,它是胜任力的结构形式[2].本研究基于胜任力理论,从人才任用的角度,采取德尔菲法构建以需求为导向的预防医学本科生岗位胜任力评定量表,进而反哺和倒逼医学院校预防医学专业人才培养.
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由中国艾滋病防治国际合作项目所想
今年是中华预防医学杂志(以下简称杂志)创刊65周年.65年的成长,杂志历经坎坷,与时代共命运.65年的业绩,灌注着几代公共卫生人的心血;65年的风采,描绘了我国公共卫生事业走向成熟的历史画卷.我国艾滋病防治在这辉煌的历史画卷中留下了浓墨重彩的一笔,杂志以科学论著等形式佐证了我国艾滋病防治从零开始到成绩斐然的历史过程.从2008年开始,杂志以重点号的形式,连续10年刊登艾滋病防治的论著,展示了我国在这一领域的科技进展[1].
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妊娠期氯化消毒副产物暴露与小于胎龄儿发生风险的关系
目的 探讨妊娠期饮用水氯化消毒副产物(CDBPs)暴露水平与新生儿小于胎龄儿(SGA)发生风险之间的关系.方法 2010年4月至2012年7月,将武汉市居住在同一供水区域内3 903名产妇纳入研究并收集其分娩信息.以水厂为中心向外设3个采样点,每次取样1次,连续28个月定时定点取样,共检测84份水样中四种三卤甲烷化合物(THMs),包括三氯甲烷、二氯一溴甲烷(BDCM)、一氯二溴甲烷(DBCM)和三溴甲烷,以及两种卤乙酸类化合物(HAAs),包括三氯乙酸、二氯乙酸.按照四分位区间将孕妇各孕期CDBPs分为Q1~Q4暴露组,以Q1暴露组为参照,采用logistic回归分析妊娠各期CDBPs外暴露水平与SGA之间的关联.结果 3 903名新生儿出生体重为(3 310.19±389.91)g,其中SGA有169例(4.33%).孕妇孕全程暴露三氯甲烷、BDCM、溴代THMs、总THMs、三氯乙酸和二氯乙酸的中位数浓度分别为18.07、4.93、8.51、26.74、10.65和13.77 μg/L.logistic回归结果显示,与Q1暴露组相比,Q4暴露组孕全程三氯甲烷、总THMs暴露水平升高与新生儿SGA的OR (95%CI)值分别为1.87(1.01~3.49)、2.30(1.22~4.35),趋势P值分别为0.044、0.015.与Q1暴露组相比,Q4暴露组孕全程三氯乙酸暴露与SGA的OR(95%CI)值为2.16(1.19~3.91),趋势P值为0.015.结论 妊娠期暴露高水平CDBPs可能与新生儿SGA发生风险相关.
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微囊藻毒素-LR检测方法的建立及在自来水处理中降解产物分析
目的 基于液相色谱质谱联用(LC/MS/MS)技术建立饮用水中微囊藻毒素-LR (MC-LR)的定量检测方法,分析自来水深度处理工艺对MC-LR的去除效果,探讨出厂水中可能含有的MC-LR降解产物情况.方法 2015年9、11月和2016年1月分别采集自来水处理工艺各步骤平行水样2份,经混匀、过滤、富集、洗脱、氮吹、复溶等处理后,采用建立的LC/MS/MS检测方法对各样品进行MC-LR检测并分析处理流程对MC-LR的去除效果.利用实际采集水样富集与实验室模拟水样相结合的方式,采用Orbitrap组合型质谱对50倍和1 500倍浓缩的水源水富集物,50倍和2 500倍浓缩的出厂水富集物,以及质量比为1∶10、1∶20、1∶100、1∶1 000的MC-LR标准品与液氯混合的模拟水样进行MC-LR降解产物的定性分析.结果 MC-LR在2~200 μg/L范围内线性关系良好,方法检出限为0.007 9 μg/L、定量限为0.026 3 μg/L;饮用水加标回收率94.88%~101.47%;日内精密度为2.51%~7.93%;日间精密度为3.24%~8.41%.水源水MC-LR的浓度为(0.631±0.262)μg/L,经臭氧接触池、生物预处理和加氯处理后,94.0%的MC-LR能够被去除,MC-LR浓度为(00.038±0.016)μg/L,后续工艺几乎无法去除残留的MC-LR,出厂水MC-LR浓度为(0.036±0.016)μg/L.在模拟水样中发现4种可能的降解产物,分别为羟基-微囊藻毒素、甲基-羟基-微囊藻毒素和甲基-微囊藻毒素.结论 建立的MC-LR检测方法样品前处理过程简单,能很好地应用于日常饮用水MC-LR的监测,水样分析得到4种不同的MC-LR降解产物.
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氯化消毒对细菌抗生素抗性质粒及其所携抗性基因的转移及破坏机制研究
目的 研究氯化消毒在不同环境条件下对抗生素抗性细菌大肠埃希菌(E. coli)HB101 (pUC19质粒)的灭活规律以及对其抗生素抗性基因的转移和破坏机制.方法 将E. coli菌株与0.5、0.75、1.00、0.55 mg/L次氯酸钠作用后,分别在0.25、1、2、5、10、20、30 min的处理时间进行余氯测定、菌落计数,并采用消毒一级动力学模型和灭活动力学EFH模型进行拟合,获得E. coli的灭活曲线,同时,采用PCR技术进行抗生素抗性质粒pUC19质粒及其氨苄青霉素抗性基因(ampr)的检测,利用细菌转化试验评价抗生素抗性质粒的功能,计算达到不同的细胞杀灭对数值时的Ct值( t时刻的余氯浓度).结果 消毒温度和pH值对水中E. coli的杀灭、pUC19质粒和ampr的破坏具有显著影响,当消毒温度为4、20、36℃时,细胞消灭对数值达到5时所需Ct值分别为11.92、10.28、7.67 min·mg/L.同时,当消毒pH分别为6.0、7.2、8.0,氯浓度分别为0.75、0.70、0.55 mg/L时,细胞消灭对数值达到5时所需Ct值分别为6.68、10.28、15.73 min·mg/L.pH 7.2且消毒温度为4、20、36℃,氯浓度分别为9、5、3 mg/L时,为完全破坏细胞外游离抗生素抗性质粒的转化功能,消毒所需Ct值分别为36.11、34.17、16.09 min·mg/L.次氯酸钠消毒会导致游离ampr基因甚至具有转化功能的完整质粒pUC19质粒释放,并污染水体,只有当Ct值达到903.03 min·mg/L之后,完整的ampr基因才能被消除,远远超过细菌致死Ct值.结论 次氯酸钠消毒过程中,抗生素抗性细菌E. coli全部被破坏,但其携带抗生素抗性的DNA片段(质粒和基因)仍可能保持完整性且具有转化功能.
年 | 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 |