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公共卫生与预防医学GONGGONG WEISHENG YU YUFANG YIXUE

双月刊　 1990 年 10 月创刊　第 32 卷　第 4 期(总第 182 期)　 2021 年 8 月 31 日出版

主　管

　湖北省卫生健康委员会430079,武汉市洪山区卓刀泉北路 39 号

主　办

　湖北省预防医学会430079,武汉市洪山区卓刀泉北路 35 号

湖北省预防医学科学院430079,武汉市洪山区卓刀泉北路 35 号

湖北省疾病预防控制中心430079,武汉市洪山区卓刀泉北路 35 号

编　辑

　公共卫生与预防医学杂志编辑委员会　 430079,武汉市洪山区卓刀泉北路 35 号

　电话:(027)87652172　网址:http: / / fbyf. ijournals. cn / ggwsyyfyx / home　 E-mail:fbyf@chinajournal. net. cn

主　编

　孙昌松

编辑部主任

　刘家发

出　版

　公共卫生与预防医学杂志编辑委员会　 430079,武汉市洪山区卓刀泉北路 35 号

　电话:(027)87652172　 E-mail:fbyf@chinajournal. net. cn

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　每期 20. 00 元,全年 120. 00 元

中国标准连续出版物号

　 ISSN 1006 - 2483CN42 - 1734 / R

2021 年版权归湖北省预防医学会、中华

预防医学会和湖北省疾病预防控制中心

共同所有

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表中华预防医学会和本刊编委会的观点

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目　次

专家论坛

　农药中毒检测技术研究进展

　唐青,杨晓莉,王峥辉,王玉飞,张景,冯睿,………………………………

孙涛,孙振学,黄文耀(1)论　著

　 2010—2019 年长沙市相邻两日温差对人群死亡影响的时间序列研究

　石凌,李叶兰,胡伟红(7)…………………………………………………

北京市手足口病流行特征分析及气象因素对其发病的影响

　刘洋,李刚,高燕琳,史芸萍,王超,谢春艳,虎霄(12)……………………

大气污染物对盐城市常住居民死亡影响时间序列研究

　黄连成,李杰,刘付东,李永红,汤权(18)…………………………………

南方某市地铁车站空气 PM2. 5中重金属特征及健康风险评估

　巫丰宏,池艳,何敏,雷骏斌(23)…………………………………………

低剂量亚砷酸[As(III)]和卷烟烟气总粒相物联合作用对人肺癌 A549 细胞

氧化应激的影响

　赵俊伟,尚平平,华辰凤,李翔,谢复炜(27)………………………………

湖北省山丘型血吸虫病流行区人群病情空间聚集性探测研究

　朱红,吴家利,李博,单晓伟,肖瑛,颜伏杰,涂珍,夏菁,…………………

周晓蓉,孙凌聪,曹淳力,刘斯,李石柱(31)广州市居民膳食主要邻苯二甲酸酯类物质暴露水平及其风险评估

　宋韶芳,陈坤才,刘于飞,张维蔚,李燕,张玉华,黄婕,……………………

王燕燕,潘心红,李美霞(36)2013—2019 年济南市成人食源性腹泻病例病原体监测

　李艳花,刘敏,赵丽婷,郑莉,栾玮玮,张元震(40)………………………

西安市室内空气污染现状及相关因素分析

　常玲,张锋,刘冬,吴小燕,马金龙(45)……………………………………

2018—2019 年湖北地区 5 岁及以下儿童轮状病毒 A 组流行特征和病原学

分析

　李静,邹文菁,张婷,蔡昆,马静,徐军强(50)……………………………

连续流动在线蒸馏法测定木薯淀粉中氰化物

　郑倩清,马彩娟,黄诚(55)…………………………………………………

2018—2019 年湖北省医疗照射频度及所致集体剂量研究

　喻洁,叶松,杨想军,孙刚涛,周文珊(59)…………………………………

上海闵行区市售面制食品铝含量调查及人群膳食暴露风险评估

　吕静,张晶晶,付晔,贾碧云,赵黎芳,罗宝章(63)………………………

襄阳市城区生活饮用水中氯化消毒副产物暴露水平及健康风险评价

　李进义, 方云波,汪雪涛,胡玮,施祥雨,汪春红(67)……………………

广州市白云区小龙虾相关横纹肌溶解综合征病例流行病学特征及相关影响因素分析　林虹,陈梁发,谭伟煊,罗桂河,彭会德,曹文婷,卢祝靓子(71)………………………………………………………………

2017—2019 年江苏淮安市流感流行监测分析　唐丽,何芳,杨鹏飞,李双姝(75)…………………………………………………………………………………………………

无锡市新吴区接种 EV71 疫苗前后手足口病流行病学和病原学特征对照分析　盛晟,张克兴,黄彬鋆(80)………………………………………………………………………………………………………

辽宁地区 65 岁及以上慢性阻塞性肺疾病流行病学调查分析　李圣,金巍,李跃飞,杨永,徐靖华(84)…………………………………………………………………………………………

2010—2020 年 HIV 感染者疾病进程及影响因素分析　张玲,林昌锋,孙霞,温煦,符式景(88)…………………………………………………………………………………………

西宁地区 40 岁以上人群肥胖与高血压发病风险队列研究　马占青,韩琼(92)…………………………………………………………………………………………………………………

14 岁以下重症哮喘患儿住院时间与家庭经济负担调查　赵雪琴,秦巧稚,经纬,张娴(96)…………………………………………………………………………………………………

沈阳地区成人超重肥胖致糖尿病多因素分析及干预策略　王玉霞,任香凝,薛洁,付微微(100)……………………………………………………………………………………………

新发传染病下孕产妇压力状况相关因素分析　尹晓红,魏礼清,江琦,郭孟兰,燕虹(105)………………………………………………………………………………………

新发传染病疫情期间大学生新发传染病知信行现状及其影响因素　陈瑶,杜雪莹,张苗,刘晴(109)…………………………………………………………………………………………………

常态化疫情防控下医务人员职业倦怠与社会支持相关性分析　熊峰,林涌波,周静,朱长才(113)………………………………………………………………………………………………

苏州市大学女生子宫颈癌防控认知调查　邓景景,张钧,刘娜,张云艳,王文瑜,徐娟,汪洋,栾琳(116)…………………………………………………………………

综　述

大气细颗粒物组分暴露对缺血性心脏病的影响研究进展　李颖欣,许瑞君,张海,张岚,孙宏,周芸,刘跃伟(120)…………………………………………………………………………

调查研究

呼和浩特地区 286 起轮状病毒感染聚集性分析　娜丽,赵文江,李琳琳(126)………………………………………………………………………………………………………

肺癌患者感染病原菌分布耐药性及预防策略　马永峰,要莉莉,刘利,张银文,蒋浩,谢荣景,毛晓博(129)……………………………………………………………………

2018—2019 年内蒙古自治区老年病毒性肺炎的流行病学分析　李武武,包萨日娜(133)…………………………………………………………………………………………………………

肺癌治疗后肺部感染患者的病原菌分布及免疫状态调查　赵霞,王晓月,刘娜,林勇(137)…………………………………………………………………………………………………

辽宁地区过敏性鼻炎发生与室内环境质量变化　潘继(141)…………………………………………………………………………………………………………………………

重庆市沙坪坝区重症肺炎患者流行病学调查　刘燕,赵星,刘邦祺(146)…………………………………………………………………………………………………………

学龄儿童营养状况与行为变化趋势　王岚,刘婵(150)…………………………………………………………………………………………………………………

武汉市三甲医院口腔医生肌肉骨骼疾患调查及危险因素分析　廖幼文,马博懿,徐新灏,何佳,俞鸿飞(153)……………………………………………………………………………………

儿童骨密度与 BMI、血清维生素及微量元素关联分析　刘宏,刘芳,王军陵,叶静萍(157)………………………………………………………………………………………………

作者·读者·编者

最新发布《公共卫生与预防医学》期刊影响因子 1. 985　本刊编辑部(39)…………………………………………………………………………………………………

(本期责任编委:杨明亮　本期责任编辑:万美, 刘杨铭)

本期基本参数　　 CN42-1734 / R∗1990∗b∗A4∗160∗zh∗p∗ 20. 00∗4000∗37∗2021-08

JOURNAL OF PUBLIC HEALTH AND PREVENTIVE MEDICINE

Bimonthly　　 Established in October 1990　　 Volume 32,Number 4　　 Aug. 31,2021

Responsible InstitutionHealth Commission of Hubei Province39 Zhuodaoquan North Street,HongshanDistrict,Wuhan 430079,China

SponsorHubei Preventive Medicine Association35 Zhuodaoquan North Street,HongshanDistrict,Wuhan 430079,ChinaHubei Provicial Academy of PreventiveMedicine35 Zhuodaoquan North Street,HongshanDistrict,Wuhan 430079,ChinaHubei Provincial Center for Disease Controland Prevention35 Zhuodaoquan North Street,HongshanDistrict,Wuhan 430079,China

EditingEditorial Board of Public Health andPreventive Medicine

Editor-in-Chief　 SUN Changsong

Managing Director　 LIU Jiafa

PublishingEditorial Office of Public Health andPreventive Medicine35 Zhuodaoquan North Street,HongshanDistrict,Wuhan 430079,ChinaTel:027-87652172http: / / fbyf. ijournals. cn / ggwsyyfyxen / homeEmail:fbyf@ chinajournal. net. cn

Printing　 Wuhan Luonan Printing Co. ,Ltd.

Distributor　 Hubei Distribution Administration of　 Newspapers and Periodicals

Mail-OrderEditorial Office of Public Health andPreventive Medicine35 Zhuodaoquan North Street,HongshanDistrict,Wuhan 430079,ChinaTel:027-87652172Email:fbyf@ chinajournal. net. cn

Fixed Price　 20. 00 yuan per issue　 120. 00 yuan per year

CSSN　 ISSN 1006 - 2483

CN42 - 1734 / R

Copyright ©2021 by the Hubei PreventiveMedicine Association, Chinese PreventiveMedicine Association and Hubei ProvincialCenter for Disease Control and Prevention

All articles published represent the opinionsof the authors,do not reflect the offcial policyof the Chinese Preventive Medicine Associationor the Editional Board,unless this is clearlyspecified.

CONTENTS IN BRIEF

Expert ForumResearch progress of pesticide poisoning detection technology　 TANG Qing,YANG Xiaoli,WANG Zhenghui,WANG Yufei,………………………

ZHANG Jing,FENG Rui,SUN Tao,SUN Zhenxue,HUANG Wenyao(1)Original Articles

Effects of temperatures variation between neighboring days on mortality risk inChangsha 2010 - 2019:a time series analysis　 SHI Ling,LI Yelan,HU Weihong(7)……………………………………………Analysis on epidemiological characteristics of hand foot mouth disease and theinfluence of meteorological factors on its incidence in Beijing　 LIU Yang,Li Gang,GAO Yanlin, SHI Yunping,WANG Chao,…………………

XIE Chunyan,HU Xiao(12)A time-series study on the impact of air pollution on the death of permanent residentsin Yancheng City　 HUANG Liancheng,LI Jie,LIU Fudong,LI Yonghong,TANG Quan(18)………Characteristics and health risk assessment of heavy metals in metro station′s airbornePM2. 5 in a South China city　 WU Fenghong,CHI Yan,HE Min,LEI Junbin(23)……………………………Effect of low dose arsenious acid combined with total particulate matter of cigarettesmoke on oxidative stress in human lung cancer cell line A549 cells　 ZHAO Junwei,SHANG Pingping,HUA Chenfeng,………………………………

LI Xiang,XIE Fuwei(27)Studying on detecting of spacial clusters of schistosomiasis japonica in mountainousand hilly areas,Hubei Province　 ZHU Hong,WU Jiali,LI Bo,SHAN Xiaowei,XIAO Ying,YAN Fujie,……………

TU Zhen,XIA Jing,ZHOU Xiaorong,SUN Lingcong,CAO Chunli,LIU Si,LI Shizhu(31)

Dietary exposure assessment of phthalic acid esters in Guangzhou residents　SONG Shaofang,CHEN Kuncai,LIU Yufei,ZHANG Weiwei,LI yan,ZHANG Yuhua,……………………………………………………………………………………

HUANG Jie,WANG Yanyan,PAN Xinhong,LI Meixia(36)Study on pathogen surveillance of adult foodborne diarrhea cases in Jinan in2013 - 2019　 LI Yanhua,LIU MIN,ZHAO Liting,ZHENG LI,…………………………………

LUAN Weiwei,ZHANG Yuanzhen(40)Analysis of indoor air pollution and related influencing factors in Xi′an　 CHANG Ling,ZHANG feng,LIU Dong,WU Xiaoyan,MA Jinlong(45)…………Epidemiological characteristics and etiological analysis of rotavirus group A inchildren under 5 years old in Hubei in 2018 - 2019　 LI Jing,ZOU Wenjing,ZHANG Ting,CAI Kun,…………………………………

MA Jing,XYU Junqiang(50)Determination of cyanide in cassava starch by continuous flow online distillation　 ZHENG Qianqing,MA Caijuan,HUANG Cheng(55)……………………………Frequency and collective dose of medical radiation exposure in Hubei Province in2018 - 2019　 YU Jie,YE Song,YANG Xiangjun,SUN Gangtao,ZHOU Wenshan(59)…………

An investigation on aluminum content in commercially available flour products and risk assessment of dietary aluminum exposure ofpopulation in Minhang District,Shanghai　 LYU Jing,ZHANG Jingjing,FU Ye,JIA Biyun,ZHAO Lifang,LUO Baozhang(63)………………………………………………Exposure level and health risk assessment of chlorination disinfectant by-products in drinking water in Xiangyang City　 LI Jinyi,FANG Yunbo,WANG Xuetao,HU Wei,SHI Xiangyu,WANG Chunhong(67)……………………………………………Epidemiological characteristics and related factors of crayfish associated rhabdomyolysis syndrome in Baiyun District,Guangzhou　 LIN Hong , CHEN Liangfa,TAN Weixuan , LUO Guihe, PENG Huide,CAO Wenting,LU Zhu liangzi(71)……………………Analysis of influenza epidemic surveillance in Huai′an City in 2017 - 2019　 TANG Li,HE Fang,YANG Pengfei,LI shuangshu(75)……………………………………………………………………………Comparative analysis of epidemiological and etiological characteristics of hand-foot-mouth disease before and after EV71 vaccinationin Xinwu District,Wuxi　 SHENG Sheng,ZHANG Kexing,HUANG Binjun(80)………………………………………………………………………………Epidemiological investigation and analysis of COPD patients aged 65 and above in Liaoning Province　 LI Sheng,JIN Wei,LI Yuefei,YANG Yong,XYU Jinghua(84)……………………………………………………………………Analysis of disease progression and influencing factors of HIV-infected persons in 2010 - 2020　 ZHANG Ling,LIN Changfeng,SUN Xia,WEN Xu,FU Shijing(88)………………………………………………………………A cohort study on obesity and hypertension risk among people aged over 40 years old in Xining　 MA Zhanqing,HAN Qiong(92)……………………………………………………………………………………………………Hospitalization time and family financial burden of children under 14 years old with severe asthma　 ZHAO Xueqin,QIN Qiaozhi,JING Wei,ZHANG Xian(96)………………………………………………………………………Multivariate analysis and intervention strategies for diabetes mellitus caused by overweight and obesity in adults in Shenyang　 WANG Yuxia,REN Xiangning,XUE Jie,FU Weiwei(100)………………………………………………………………………Research on the psychological stress and its associated factors of pregnant women during the epidemics of emerging infectiousdiseases　 YIN Xiaohong,WEI Liqing,JIANG Qi,GUO Menglan,YAN Hong(105)…………………………………………………………Knowledge attitude and practice of new infectious diseases among college students and its influencing factors　 CHEN Yao,DU Xueying,ZHANG Miao,LIU Qing(109)…………………………………………………………………………Correlation analysis of occupational burnout and social support for medical staff in the community in the context of normalizedepidemic prevention and control　 XIONG Feng,lIN Yongbo,ZHOU Jing,ZHU Changcai(113)……………………………………………………………………Investigation on the cognition of prevention and control of cervical cancer among female college students in Suzhou　 DENG Jingjing,ZHANG Jun,LIU Na,ZHANG Yunyan,WANG Wenyu,XYU Juan,WANG Yang,LUAN Lin(116)………………

ReviewsResearch progress on adverse effects of fine particulate matter constituent exposure on ischemic heart disease　 LI Yingxin,XYU Ruijun,ZHANG Hai,ZHANG Lan,SUN Hong,ZHOU Yun,LIU Yuewei(120)…………………………………

Studies on InvestigationEpidemiological analysis of 286 clustered cases of rotavirus infection in Hohhot Clustering analysis of 286 cases of rotavirus infectionin Hohhot　 NA Li,ZHAO Wenjiang,LI Linlin(126)……………………………………………………………………………………………Distribution drug resistance and prevention strategy of infection pathogens in lung cancer patients　 MA Yongfeng,YAO Lili ,LIU Li ,ZHANG Yinwen,JIANG Hao,XIE Rongjing ,MAO Xiaobo(129)………………………………Epidemiological analysis of elderly viral pneumonia in Inner Mongolia Autonomous Region in 2018 - 2019　 LI Wuwu,BAO Sarina(133)………………………………………………………………………………………………………Distribution of pathogenic bacteria and immune status in patients with pulmonary infection after lung cancer treatment　 ZHAO Xia,WANG Xiaoyue,LIU Na,LIN Yong(137)……………………………………………………………………………Correlation between the occurrence of allergic rhinitis and indoor environmental quality in Liaoning in 2019　 PAN Ji(141)………………………………………………………………………………………………………………………Epidemiological survey of patients with severe pneumonia in Shapingba,Chongqing Area　 LIU Yan,ZHAO Xing,LIU Bangqi(146)…………………………………………………………………………………………Nutritional status and behavior change trend of school-age children　 WANG Lan,LIU Chan(150)………………………………………………………………………………………………………Prevalence and risk factor analysis of musculoskeletal disorders in dentists working in Wuhan Three-A hospitals　 LIAO Youwen,MA Boyi,XYU Xinhao,HE Jia,YU Hongfei(153)…………………………………………………………………Analysis of the relationship between bone mineral density and BMI,serum vitamins and trace elements in children　 LIU Hong,LIU Fang,WANG Junling,YE Jingping(157)…………………………………………………………………………

Reviewed Expert:　 ZHOU Shaoyu　　 English Editor:　 WAN Mei　

基金项目:国家重点研发计划“中毒化合物多组分一体化检测系统研制”(2018YFC1603705)第一作者简介:唐青,硕士在读,主要研究方向:分析化学

通信作者:黄文耀,主任技师,Email:313234967@ qq. com

·专家论坛·

农药中毒检测技术研究进展唐青1,2,杨晓莉1,王峥辉1,王玉飞1,张景1,冯睿1,孙涛1,孙振学1,黄文耀3

1. 解放军总医院第三医学中心,北京　 100039;2. 中国地质大学;3. 湖北省疾病预防控制中心,应用毒理湖北重点实验室

摘要:　为满足中毒应急事件中农药类中毒化合物的检测需求,对实验室检测和现场快速检测两类检测技术的特

点、适用范围和优缺点进行介绍和分析比较,对适用于现场检测的样品前处理技术也进行了简单介绍。关键词:农药中毒;检测技术;样品前处理;研究进展

中图分类号:R114　文献标识码:A　文章编号:1006-2483(2021)04-0001-06　 DOI:10. 3969 / j. issn. 1006 -2483. 2021. 04. 001

Research progress of pesticide poisoning detection technologyTANG Qing1,2,YANG Xiaoli1,WANG Zhenghui1,WANG Yufei1,ZHANG Jing1,FENG Rui1,SUN Tao1,

SUN Zhenxue1,HUANG Wenyao3

1. The Third Medical Center of PLA General Hospital,　 Beijing　 100039,China;2. China University of Geosciences,Wuhan　 430074,China;

3. Hubei Provincial Center for Disease Control and Prevention,Hubei Provincial Key Laboratory forApplied Toxicology,Wuhan　 430079,China

Corresponding author: HUANG Wenyao,Email: 313234967@ qq. com

Abstract:In order to meet the needs of detection of poisoning-inducing pesticides occurring in poisoning emergency events,this article introduces and discusses the characteristics,scope of application,and advantages and disadvantages of two types ofdetection technologies: laboratory detection and on-site rapid detection. The sample pre-processing technology suitable for on-site detection is also elaborated.Keywords:Pesticide poisoning;Detection Technology;Sample pretreatment;Research progress

　　我国每年夏秋季节为中毒事件高发期,中毒方

式主要为服毒以及职业接触中毒。毒物涉及化学

品、农药、药物、中药、动物、植物、细菌、真菌、藻类、产品、毒素这十一类[1]。根据中国疾控职业卫生与

中毒控制所通报近十年中毒案例数据显示,农药中

毒占比最大,占 65% 以上,其次为化学品中毒和药

物中毒。中毒事件往往发生突然,具有临床表现复

杂、后果严重、公众影响广泛等特征,甚至诱发其他

突发事件[2]。大量农药经消化道、吸呼道或皮肤接

触进入人体,造成神经系统、呼吸系统和代谢系统

等机能的损害、失能,导致中毒患者短时间内死

亡[3-4]。因此在突发性中毒事件发生时,需要快速

筛查样本,确定引起中毒的毒物种类才能及时有效

地对患者进行治疗。易引发中毒的农药主要有有

机磷类、氨基甲酸酯类、有机氯类、拟除虫菊酯、除

草剂和鼠药六大类,均有成熟的实验室检测方法和

现场快速检测方法,下面分别进行讨论。

1　实验室检测

通过 QuEChERS、SPME、SPE、LLE、超声萃取等方法对样本进行前处理,使用色谱或色谱质谱联用

设备进行检测。色谱法中 UV、FPD、ECD 这几类检

测器对农药的检测效果较好,联用技术主要有 LC -MS、GC - MS 两大类,均对农药有较好的检测效果。

实验室内对农药的检测方法主要有色谱法和

色谱质谱联用法,色谱法结合 UV、FPD、ECD 这几类

检测器可对农药有较好的检测效果。由于农药中

毒事件发生时需采集不同的样品,包括现场的食物

样品、环境样品以及中毒患者的血液等,需要采取

不同的前处理操作,主要有 QuEChERS、SPME、SPE、

·1·公共卫生与预防医学 2021 年第 32 卷第 4 期　　 J Pub Health Prev Med,Aug. 2021,Vol. 32 No. 4

LLE、超声萃取等。近年来实验室检测方法在农药

检测的应用(表 1)。使用萃取法前处理、HPLC 检测可以满足农产

品和环境样品中农药的检测需求[5-8]。对血液样品

中有机氯、有机磷、除草剂及鼠药的检测,使用 SPE结合气相色谱法或色谱质谱联用法效果较好[9-17]。超临界流体色谱则更适用于检测分离农药的立体

异构现象[18-20]。实验室检测方法特异性强、灵敏度高、准确性好、

能同时对多种农药进行分离鉴定、涵盖几乎所有种类

的样品,但设备价格昂贵,对环境温度等工作条件要

求高、要求熟练的专业技术人员在实验室内进行操

作,而样品从突发事件现场送往实验室进行检测需要

消耗较长的时间,会导致事件影响扩大,无法对患者

及时救治,不能满足突发事件检测要求。实验室检测方法特异性强、灵敏度高、准确性

好、能同时对多种农药进行分离鉴定、涵盖几乎所

有种类的样品,但样品从突发事件现场送往实验室

进行检测需要消耗较长的时间,因此此方法适用于

无成熟快速检测方法的中毒化合物以及影响范围

小、患者中毒程度相对较轻的事件,还可对经初步

诊断的样品进行二次确认。

表 1　色谱法和色谱质谱联用法在农药检测中的应用

Table 1　 Application of Chromatography and Chromatography Mass Spectrometry in Pesticide Detection样品类型检测农药种类前处理方法检测仪器

农产品二嗪农、毒死蜱 SPME HPLC - UV[7]

有机氯 SPE HPLC[8]

267 种农药 QuEChERS GC - MS / MS;HPLC - MS / MS[17]

22 种农药 QuEChERS GC - MS[21]

四种邻氨基苯甲酸酯立体异构体 - SFC[20]

高效氯氟氰菊酯的对映异构体 - SFC - ESI - MS / MS[19]

环境样品拟除虫菊酯 LLME HPLC[6]

溴敌隆、杀鼠醚、杀鼠灵、敌鼠钠盐超声萃取 HPLC - UV[5]

血液样品有机磷类、氨基甲酸酯类、除草剂共 34 种农药 LLE HPLC - QTOF[16]

杀鼠醚、杀鼠灵、敌鼠钠盐等 9 种鼠药 LLE HPLC - MS[15]

二嗪农、甲拌磷、氯唑磷等 9 种有机磷 SPE GC - MS[14]

甲胺磷、敌敌畏、毒死蜱等 16 种有机磷 QuEChERS GC - FPD[10]

DDTs 和 BHCs 共 8 种有机氯农药 SPE GC - ECD[9]

17 种有机氯 SPE GC - API - MS / MS[13]

毒鼠强 LLE GC - MS[12]

标准品 5 种含手性硫 /磷原子的农药 - SFC[18]

2　现场快速检测

中毒应急事件由于其突发性和影响广泛性,需要在短时间内快速对中毒化合物进行筛选区分。确保现场检测的及时性和准确性为正确实施应急

救治、现场取证提供重要资料。快速检测法主要通

过使用酶抑制技术、标记免疫技术、生物传感器技

术、光谱技术结合目视比色法或便携式测试仪进行

检测。酶抑制方法技术成熟、检测速度快、操作简单

已有商品化试剂盒生产,主要用于有机磷、氨基甲

酸酯农药的检测,不适用未知农药情况下的筛查,乙酰胆碱酯酶 /丁酰胆碱酯酶保存时间短,不同制

备手段制成的酶活性存在差异,对检测结果也存在

影响。王文珺等[22] 探究有机磷农药对乙酰胆碱酯

酶(AChE)和丁酰胆碱酯酶(BChE)的抑制情况,发现有机磷对 BChE 的抑制率和稳定性都明显优于

AChE,因此选用乙醇作为提取溶剂、BChE 作为水解

酶、溴代琥珀酰亚胺为增强剂使用 ZYD - NP12A 农

药残留快速检测仪对谷物中 9 种有机磷农药进行检

测,与气相色谱法检出结果符合率 98% 。罗俊霞

等[23]采用酶抑制法结合 CL - BIII 型 16 通道的农残

速测仪测定 50 种有机磷和 10 种氨基甲酸酯类农药

的检出限,并进行酶活性减退实验,将酶保存在 9℃冰箱中,发现酶活性每日都有一定差别。目前此方

法已有较为成熟的商品试剂盒生产,罗俊霞等[24] 对

比了 6 种商品化酶抑制法快速检测试剂盒对敌敌

畏、辛硫磷等 4 种有机磷的检测,发现不同试剂盒对

同一农药的敏感性均不相同。标记免疫分析技术操作简单、高通量、反应时

间短,能较好的应用于现场农药快速检测,但只适

用于单一化合物或结构相似的化合物,开发新的检

测体系需要针对每一种农药寻找特异性抗体,成本

高,开发难度大,应用有一定的局限性。崔雪妍

·2· 公共卫生与预防医学 2021 年第 32 卷第 4 期　　 J Pub Health Prev Med,Aug. 2021,Vol. 32 No. 4

等[25]基于实时荧光定量 PCR(qPCR)对水果中的毒

死蜱进行检测, 检出限为 0. 27μg / L, 回收率为

79% ~90% ,在实际样品的检测中具有重要意义。李霞霞等[26]设计了一种针对氨基甲酸酯类农药半

抗原的通用改造,制备了涕灭威和异丙威两种人工

半抗原,通过分子模拟手段和制备鼠源多克隆抗体

对半抗原改造效果进行评价,结果表明,此方法获

得的半抗原可以代替目标药物建立免疫分析方法。潘熙萍等[27]通过碳化二亚胺法制备草甘膦多克隆

抗体作为特异性识别抗体,建立了酶联免疫分析法

(ELISA) 检测玉米和小麦粉中的草甘膦残留。Stavra 等[28]研制了一种光学免疫传感器用于测定

饮用水中的草甘膦,检出限达到 10 pg / mL,回收率

达 90. 0% ~110% 。生物传感器技术专一性强、操作简单、易实现

自动化,投入使用后成本低,但前期实验性高,开发

难度较大。 Sun[29]等制备了一种基于波导的荧光免

疫传感器,可实现同步检测呋喃丹及其代谢产物3 -羟基呋喃丹,在水产品和农产品中具有较好的应用

前景。关桦楠等[30]制备乙酰胆碱酯酶反应器,构建

以多层纳米膜修饰电极为核心的有机磷类农药酶

电化学免疫传感器对敌敌畏进行检测,电信号值与

乙酰胆碱酯酶抑制率呈良好的线性关系,并采用脂

质体包覆技术结合穿孔蛋白在隔绝外界环境对酶

的催化反应的影响下为反应物提供进出孔道。于

劲松等基于酶抑制法开发酶免疫传感器型农残检

测仪,并解决了果蔬颜色和果蔬汁次生物质对检测

结果的影响。光谱技术依据物质的特征光谱鉴别物质种类

和确定物质含量的方法,其中应用于农药现场快速

检测主要有拉曼光谱法和分光光度法这两种方法。拉曼光谱法前处理简单、测定时间短、灵敏度

高,且目前已有便携式拉曼光谱仪进入市场,为农

药应急检测提供了有利条件。张茜等[32] 基于表面

增强拉曼光谱技术(SERS)采用 QuEchERS 方法提

取小白菜中的伏杀硫磷,以金纳米颗粒为增强基

底,获取光谱信号建立定量模型,此模型具有较好

的预测效果。杨永安等[33] 用制备银胶基底对市售

的草甘膦溶液以及挥发物进行 SERS 检测,检出浓

度达到 1. 8 × 10 - 6mol / L,达到国家农残最大检测标

准。 Pham 等[34]制新型的表面增强拉曼光谱基板使

用激光辅助法在微球表面涂敷了银纳米微球,对若

丹明 B 和乐果进行检测,检出限达到 0. 002ppm。Ngo 等[35]研究了毒死蜱和银纳米颗粒的相互作用,通过 SERS 了解了毒死蜱在银纳米表面配位的吸附

过程。分光光度法根据农药含有的特异性官能团,选

择对应的显色体系,结合分光光度计即可达到检测

目的,此方法特异性高,反应时间短,且不需要大型

仪器,适用农药种类较多,可以实现多种农药的快

速定量检测。 Ferri 等[36]使用包含 12 种染料的比色

探针阵列,实现了水中对马拉硫磷、敌敌畏、二嗪农

和二溴磷等有机磷农药的区分。李文等[37] 提出以

优化后的乙酸氯化钯作为比色剂对白菜中的 3 种有

机磷农药进行检测,该方法结果准确、操作便捷安

全。杨剑飞等[38] 考察了不同反应条件对硫化二钠

显色法测定水果蔬菜样品中菊酯类农药含量的影

响,并在最优条件下样品回收率达到 90% ~ 120% 。谷日旭等[39]使用三氯化铁反应与双波长紫外分光

光度计检测,对洗胃液、呕吐物以及植物样品中的

敌鼠钠盐进行定性定量检测,检测快速结果准确。胡卡利等[40] 利用碱性条件下 D - 异抗坏血酸与百

草枯反应生成蓝色自由基,建立了检测血清中百草

枯的方法。与传统的连二亚硫酸钠测定方法相比,能消除血浆本身颜色对测定结果的影响,检测极限

可达 0. 1μg / mL。周芳等[41]基于酶抑制法结合分光

光度法建立了快速检测氨基甲酸酯类农药残留的

方法。将此方法用于果蔬样品分析,回收率在

82. 0% ~ 109% 之间,测定值的相对标准偏差(n =6)在 2. 4% ~3. 6%之间。邱会东等[42] 建立了植物

水解酶催化 - 分光光度法快速测定痕量有机磷农

药的方法,敌敌畏、敌百虫、甲胺磷、乐果和水胺硫

磷等有机磷农药的检出限 ( 3S / N) 在 0. 001 ~0. 25mg / L 范围内, 相对标准偏差 ( n = 6 ) 均

< 5. 5% ,加标回收率在 87. 0 % ~93. 0 %之间。近年来,便携式测试仪在果树生产基地、农贸

批发市场也得到了推广,如 CL - BIII[43]、 PR -3[44-45]、RP - 410[46-47]等型号农药残毒测试仪均在市

场有广泛应用,检测速度最高达到 100 份 / h。农残

测试仪不受地点环境的影响,适用于野外工作,不需要专业操作人员,仪器结构模块化能够保证运行

稳定并减少维修。但农残测试仪依靠酶抑制法,主要应用于有机磷和氨基甲酸酯类农药的检测,局限

性较大,无法对未知种类进行筛查。近年已有便携

式 GC 和 GC - MS 报道, 用于评估环境中的

VOCs[48-49]和工作场所中的职业病危害因素[50],由于其需要在野外环境保证气路的密封和检测器的

稳定,同时还需控制价格以满足基层的配备条件,因此目前尚未应用于现场快速农药检测中。


3　前处理技术

为适应现场快速检测要求,针对其特异性不

强、灵敏度不高、易受干扰等问题,对前处理也有更

高的要求。现阶段用于快速检测的前处理方法主

要有固液萃取、超声溶剂萃取、QuEChERS、SPE 等。固液萃取是农药现场快速检测中应用最广泛

的一种方法,操作简单,耗材便携,结合酶抑制技

术、传感器技术、光谱技术均能达到检测要求。超

声溶剂萃取法在液固萃取的基础上超声提高萃取

效率,在分光光度法的果蔬类样品前处理步骤中有

较好的应用[37-38]。 QuEChERS 是一种快速样品前处

理技术,结合液相色谱串联质谱、气相色谱串联质

谱法检测已是当前农药检测应用最为广泛的检测

手段。此方法在环境样品[51-52]、植物样品[53-59] 以及

临床生物样品[60]中均有广泛的研究和应用,适合用

于多种农药的同时筛查。 Buah - Kwofie 等[61] 将传

统 QuEChERS 方法进行改进,考察了 MgSO4,PSA,C18 和 florisil 的不同组合的提纯效果,并对鱼肉、珊瑚和鳄鱼 3 种脂肪含量不同的组织进行测试,均有

较好的效果。 SPE 法,富集效率和回收率高,处理简

单、基质效应小,同时增强了痕量物质的检出能力,在研究中得到了大量使用。但此方法需要消耗大

量时间和溶剂,适用于复杂基质中痕量物质的检

测。 Ma 等[62] 以 NaCl 为模板制备了磁性嵌入

CoFe2O4 的多孔石墨碳纳米复合材料,对痕量苯甲

酰草胺,氟氯氰菊酯,S - 氰戊菊酯和联苯菊酯有较

好的萃取效果。固液萃取和超声溶剂萃取适用于果蔬等固体

样品的前处理,可用于果树生产基地、农贸批发市

场的现场检测;QuEChERS、SPE 均适用于复杂基体

比如血液、生物组织等样品的前处理,但 QuEChERS方法基线噪音大,SPE 基质干扰小、灵敏度高,更适

合于应急事件现场检测。SPE 中使用的吸附剂通常是微米级的颗粒或纤

维[63-64]。目前,SPE 材料的制备方式包括聚合法、共沉淀法、电纺丝等。化学共沉淀法较多应用于磁性

材料和有机骨架的构建,材料可回收,吸附效果好,不需要复杂设备,实验步骤简单,效率高,材料均匀

性好。目前在农药的检测方面已有较多研究。伍

欢等[65]使用化学共沉淀法制备了磁性石墨烯相碳

化氮纳米复合材料,对水样中的氟虫腈、虫酰肼、腈菌唑 3 种苯基类有机农药进行磁性固相萃取,取得

了较好的效果。 Liu 等[66] 使用该方法制备了基于

Fe3O4 - MWCNT 复合材料的磁性 MOF 材料,对果

蔬中的三唑类杀菌剂有较好的吸附效果。 Xu 等[67]

使用搅拌共混制备了共价有机骨架 TAPT -DHTA - COF 材料对大米和果蔬中的五氯苯甲醚进

行萃取吸附,回收率高,效果较好,可用于痕量检

测。聚合法是使用较多的一种方法,可制备材料种

类多包括 MOF 材料、COF 材料、分子印迹聚合物、硅胶杂化柱等,应用范围广,可用于果蔬、水样、大米

中氟虫腈类除虫剂、磺酰脲类除草剂、酚类物质,对食品安全监测有重要意义。鹿萌[68] 使用原位聚合

法制备得到 Fe3O4 - ZIF - 8@ ZIF - 67 双层MOFs 复合材料,对水和蔬菜中的氟虫腈及其衍生物进行萃

取,回收率高。静电纺丝法可形成超细材料且直

径、形态和组成可控,王凤丽等[69] 使用该方法制备

了磺化聚苯乙烯纳米纤维对动物源食品中的痕量

金刚烷胺类抗病毒药物进行萃取。 Amini 等[70] 使

用静电纺丝法制备了聚丙烯腈 /镍金属有机骨架,对果汁样品中的二嗪农和毒死蜱进行萃取吸附,可用于有色液体的检测,效果良好。 Li 等[71] 制备了

PAN@ COFs 纳米纤维薄膜用于蔬菜中 15 种农药的

回收检测,可有效去除植物色素,降低干扰,提高实

验的准确性。

4　总　结

现场快速筛查相比于实验室检测更具有时效

性,也能为患者提供更加及时有效的治疗,但可检

测农药种类有限,且灵敏度较差。因此,筛选一种

高灵敏度且能涵盖多种中毒物质检测的检测方法

是目前研究的重点。随着待测样品种类的增加,对检测准确性、效率要求的提高,对高灵敏度、高检出

速度的快速检测分析技术和高效前处理技术的需

求也日益迫切。利益冲突　所有作者均声明不存在利益冲突

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(收稿日期:2021-05-07)(本文编辑:万美)


第一作者简介:石凌,硕士研究生,主管医师,主要研究方向:疾病预防控制

通信作者:胡伟红,高级统计师,Email:40855696@ qq. com

·论　著·

2010—2019 年长沙市相邻两日温差对人群死亡影响的时间序列研究

石凌,李叶兰,胡伟红

长沙市疾病预防控制中心,长沙　 410000

摘要:目的　通过描述 2010—2019 年长沙市气象因素与人群非意外死亡情况,探索相邻两日温差对人群死亡影响的

关联强度和模式,为制定人群健康保护策略提供针对性的参考。方法　通过泊松广义线性回归模型和分布滞后非

线性模型,研究相邻两日温差对不同人群的死亡风险和滞后模式。结果　长沙市 2010—2019 年非意外死亡人数为

404 328人,其中 65 岁以上占74. 18% ,男性占58. 98% ,呼吸系统疾病死亡占 11. 11% ,心脑血管疾病死亡占54. 47% 。该研究时长为3 652 d,日最高平均温度为 35. 8℃,日最低温度为 - 2. 80℃。相邻两日温差的变化范围为

- 12. 30℃ ~10. 80℃,每增加 1℃能增加人群 1. 12%的死亡风险(RR = 1. 011 2,95% CI:1. 006 1 ~ 1. 016 4),其影响

在暴露后第4 d达到最大。通过年龄、性别、病因分组研究发现,相邻两日温差对 65 岁以上、男性、患有呼吸系统疾病

人群影响更大。结论　相邻两日温差和长沙市非意外死亡人数呈现正相关,且具有明显的滞后效应;当相邻两日温

差发生巨大变化时,应该加强患有呼吸系统疾病男性年老人群的保护,以减少相邻两日温差变化的带来影响。关键词:人群死亡风险;相邻两日温差;时间序列;滞后效应


Effects of temperatures variation between neighboring days onmortality risk in Changsha 2010 -2019:a time series analysis

SHI Ling,LI Yelan,HU WeihongChangsha Center for Disease Control and Prevention,Changsha　 410000,China

Corresponding author: HU Weihong,Email: 40855696@ qq. com

Abstract:　 Objectives　 To analyze the features on temperature and mortality of Changsha in 2009 - 2019,and to explorethe association between temperatures variation between neighboring days (TVN) and mortality by using time-series analysis.　 Methods　 A Poisson generalized linear regression model combined with a distributed lag non-linear model was used toanalyse the association between TVN and mortality. 　 Results　 A total of 404 328 deaths were studied in Changsha during2010 - 2019, the proportion of people aged over 65 years, males respiratory disease, and cardiovascular disease were74. 18% ,58. 98% ,11. 11% and 54. 47% ,respectively. During the 3 652-day study period,the daily mean maximum andminimum temperature were 35. 8℃ and - 2. 8℃ . The TVN varied from - 12. 30℃ to 10. 8℃,and a significant correlationwas found between TVN and mortality risk, with 1. 12% ( RR = 1. 011 2, 95% CI: 1. 006 1 ~ 1. 016 4 ) mortality riskincreased for 1℃ rise in TVN,and the greatest effect of TVN on mortality was at 4 days lag. According to the analysis on age,gender and death-cause,the elderly man over 65 years old,respiratory disease people were more vulnerable to the temperaturechange between day by day. 　 Conclusion 　 This study provides a comprehensive picture of the non-linear associationsbetween temperature variation and mortality,and there is a certain lag effect. The findings on vulnerability characteristics canhelp improve clinical and public health practices to reduce disease burden associated with current and future abnormalweather.Keywords:Death risk;Temperatures variation between neighboring days;Time series;Lag effect

　　根据联合国政府间气候变化专门委员会 2014 年第五次评估报告显示,截止到 21 世纪末,全球的


平均温度将会上升 1. 0℃ ~ 3. 7℃ [1]。受全球气候变暖影响,气候的异常变化对人类健康的影响一直是公共卫生学的研究重点。近几年的研究发现,温度变化对人群健康具有明显影响[2-3],慢性呼吸系统疾病和心脑血管疾病对个人和社会带来了沉重的负担[4-5],而呼吸、心血管等系统疾病的死亡与温度变异有明显的关联[6-7]。以往,国内大部分研究侧重于极端天气(主要包括高温热浪、低温寒潮)对健康的影响[8],而忽略温度变化带来的超额公共卫生健康风险。研究显示,相邻两日温差能够很好的代表短时间内温度变化的程度并且与人群死亡风险有明显的关联[9],但这些只限于局部地区的研究。为更好地制定针对性的人群健康保护策略,将分析长沙地区相邻两日温差与人群死亡风险的关系。

1　资料与方法

1. 1 　资料来源　死亡资料　按照 ICD - 10[10] 标准,在中国人口与死亡登记信息系统中,收集长沙市 2010—2019 年每日心血管系统疾病( ICD - 10:I00 - I99)、呼吸系统疾病(ICD - 10:J00 - J99)等全人群非意外死亡数据。

气象资料　通过中国气象科学数据共享服务网,收集 2010—2019 年长沙市每日气象数据,指标主要包括:最高温、最低温、平均温度、相对湿度等气象指标。相邻两日温差定义为:当日平均温度与前一天日平均温度之差[9]。1. 2　方法　有研究发现,人群每日死亡数量是接近于泊松分布,研究采用泊松广义线性回归模型和分布滞后非线性模型,探索相邻两日温差对不同年龄、性别、病种人群死亡的影响。以自然样条曲线(natural cubic splines)控制平均温度、相对湿度、星期几效应、季节性和长期趋势等因素可能产生混杂效应。通过选择最小赤池信息准则 ( AkaikeInformation Criterion,AIC)和模型残差来选择最佳的自由度(Degree of Freedom,df)和评价模型的拟合度[11-12]。研究建立模型如下:

Yd ~ Pission(Ud)Log ( Ud ) = x + yTVNd,1 + z ( MTd,5 ) +

z(Humidityd,4) + z(Timed,7) + gDOWd

此模型中:d 为观察天数,x 为截距,y 和 g 分别是 TVNd,1和 gDOWd 的系数,l 为滞后天数,z 是自然样条函数,TVNd,1 是该模型通过使用 DLNM 中的“cross-basis”函数所获得的关于 TVN 的二维矩阵;MTd,5,Humidityd,4 和 Timed,7 是指通过自由度为 5,4和 7 的自然样条曲线来控制平均温度、相对湿度和和季节性长期趋势所带来的潜在混杂效应;DOWd

是指以星期天为参照的分类变量来控制星期几效应。经研究显示,滞后 10d 后相邻两日温差对死亡的累积效应无统计学意义,故模型选取 10d 为最大滞后天数,且此时的 AIC 值相对较小。以 0℃作为相邻两日温差的基准值,来比较相邻两日温差每增加 1℃对人群死亡产生的影响。1. 2　统计分析　研究数据通过 Excel 2013 和 SPSS22. 0 进行整理,R 软件 3. 1. 1 进行统计分析,温度变化与人群健康关系的分析使用 R 软件中的“splines”和“dlnm”软件包进行分析。研究采用双侧统计学检验,检验水准 α =0. 05。

2　结　果

2. 1　基本情况　以长沙市 2010 年 1 月 1 日至 2019年 12 月 31 日404 328例非意外死亡病例作为研究对象, 其中心脑血管疾病死亡 220 227 人占54. 47% ,呼吸系统疾病死亡44 961人占 11. 11% ,男性238 490人占 58. 33% ,65 岁及以上299 915人占74. 50% ;日平均死亡 110. 71 人。研究时长为3 652d,长沙市日平均温度为 18. 02℃,相邻两日温差均值为 0℃。2. 2　分布滞后非线性模型回归结果

2. 2. 1　相邻两日温差对人群非意外死亡的影响　相邻两日温差与人群非意外死亡为非线性正相关,人群的死亡风险随着相邻两日温差的升高而增大,且当相邻两日温差超过 2℃时,相邻两日温差引起的死亡风险会迅速增加(图 1)。研究发现,相邻两日温差对人群死亡产生的影响具有一定的滞后效应(上 95%的相邻两日温差 3. 1℃,校对基准 0℃),滞后效应模式整体呈现倒“U”型,即暴露的滞后效应随着暴露时间先增大后减少,直至效应消失(图2),相邻两日温差对人群产生的效应在暴露后第4 d达到最大(RR = 1. 04,95% CI:1. 034 ~ 1. 047)后,直至暴露后第 10d 影响消失(表 1),当相邻两日温差每增加 1℃时,人群暴露后风险滞后时间为 1d 左右,并在暴露后的第 4d 达到最大(RR = 1. 011,95%CI:1. 006 ~ 1. 016),之后随着时间的推移其影响逐渐降低,直至暴露后第 9d 暴露后效应差异无统计学意义。相邻两日温差对人群的影响并不是暴露后即显示出来,而具有一定的滞后效应。2. 2. 2　相邻两日温差对不同年龄的影响　把研究人群分为 <65 岁和≥65 岁两组,相邻两日温差对两组人群死亡风险的滞后效应如图 3A 所示,虽然两组人群滞后效应模式基本相同,但相邻两日温差对 65 岁以上人群受到的暴露影响时间比 65 岁以下人群要长一天。当相邻两日温差每增加 1℃,65 岁以上人群在暴露当天就受到影响,其死亡风险在暴露后第 4d 达


到最大(RR = 1. 021,95% CI:1. 018 ~ 1. 025),且效应持续至暴露后第 9d;65 岁以下组的人群,暴露后死亡风险影响有 1d 的滞后,在暴露第 4d 达到最大效应(RR = 1. 011,95% CI:1. 005 ~ 1. 018),效应第 8d影响消失。因此,65 岁以上人群比 65 岁以下人群受到的暴露影响时间要更早、影响持续的时间要更长,受到的暴露的影响更明显(表 1)。2. 2. 3　相邻两日温差对不同性别的影响　将研究对象按性别分组,经过图 3B 对比发现,相邻两日温差对不同性别的影响在滞后效应模式、死亡风险大小和影响时长等方面无明显差异。相邻两日温差每增加 1℃对不同性别的暴露影响基本一致,最长影响时间都为 9d,但是男性最大效应出现暴露后的第 3d(RR = 1. 019,95% CI:1. 014 ~ 1. 023),较女性组的最大效应出现的时间提前 1d(RR = 1. 019,95%CI:1. 014 ~ 1. 024)。结果提示,人群产生暴露后,男性群体需要更加及时的干预性保护,但后期的预防主体则要放在女性群体上。

2. 2. 4　相邻两日温差对心血管疾病和呼吸系统疾病的影响　对死因为心血管疾病和呼吸系统疾病进行分析,发现相邻两日温差每升高 1℃,对患有心血管疾病和呼吸道统疾病的人群的产生的死亡风险是不同的。从心血管系统疾病的死亡看来,相邻两日温差的滞后效应长达 9d(滞后 0 ~ 8d),最大滞后效应出现在第 4d(RR = 1. 021,95% CI:1. 016 ~1. 027)。而呼吸系统疾病的死亡风险当天就会达到最大(RR = 1. 028,95% CI:1. 012 ~ 1. 048),其后随着时间延长,死亡风险逐渐下降,到第 10d 效应趋近于无(表 1)。图 3C 是相邻两日温差对心血管疾病和呼吸道疾病死亡的滞后效应,从图中可以看出,相邻两日温差对两种疾病死亡风险的滞后效应是随着滞后时间的延长而逐渐增加的,发生死亡的风险在暴露后的第 4d 将达到最大,随后效应开始逐渐减低。两种疾病发生死亡风险的效应模式虽然相似,均为倒“U”型,但是呼吸道疾病产生的死亡风险明显高于心血管疾病。

图 1　相邻两日温差与人群非意外死亡风险

Figure 1　 Relative risks for daily mon-accidental death at different levels of TVN

图 2　相邻两日温差与人群非意外死亡的滞后效应

Figure 2　 Relative risks for daily mon-accidental death at different levels of TVN


表 1　相邻两日温差增加 1℃对各人群组死亡的相对危险度(RR)Table 1　 Relative risk(RR) of mortality with 1℃ increase in temperature variation among neighboring days range

分组相对危险度(RR)(95% )置信区间(CI))

滞后 0d 滞后 1d 滞后 2d 滞后 3d 滞后 4 ~ 7d 滞后 8d 滞后 9d 滞后 10d

非意外死亡1. 006

(0. 998 ~ 1. 015)1. 008

(1. 002 ~ 1. 015)∗

1. 010(1. 005 ~ 1. 015)∗

1. 011(1. 006 ~ 1. 016)∗

1. 011 ~ 1. 006(1. 002 ~ 1. 016)∗

1. 003(0. 998 ~ 1. 007)

0. 999(0. 993 ~ 1. 005)

0. 995(0. 987 ~ 1. 003)

0 ~ 64 岁1. 006

(0. 994 ~ 1. 018)1. 008

(0. 999 ~ 1. 017)1. 009

(1. 003 ~ 1. 016)∗

1. 011(1. 005 ~ 1. 017)∗

1. 011 ~ 1. 008(1. 002 ~ 1. 018)∗

1. 005(0. 999 ~ 1. 011)

1. 002(0. 995 ~ 1. 009)

0. 999(0. 989 ~ 1. 008)

≥65 岁1. 017

(1. 010 ~ 1. 025)∗

1. 019(1. 014 ~ 1. 024)∗

1. 020(1. 016 ~ 1. 024)∗

1. 021(1. 018 ~ 1. 025)∗

1. 021 ~ 1. 014(1. 011 ~ 1. 025)∗

1. 010(1. 007 ~ 1. 013)∗

1. 005(1. 001 ~ 1. 009)∗

1. 000(0. 995 ~ 1. 006)

男性1. 016

(1. 008 ~ 1. 024)∗

1. 017(1. 011 ~ 1. 023)∗

1. 018(1. 014 ~ 1. 023)∗

1. 019(1. 014 ~ 1. 023)∗

1. 018 ~ 1. 012(1. 009 ~ 1. 023)∗

1. 008(1. 005 ~ 1. 012)∗

1. 004(0. 999 ~ 1. 009)

0. 999(0. 994 ~ 1. 006)

女性1. 012

(1. 003 ~ 1. 022)∗

1. 015(1. 008 ~ 1. 022)∗

1. 017(1. 011 ~ 1. 022)∗

1. 018(1. 014 ~ 1. 023)∗

1. 019 ~ 1. 013(1. 009 ~ 1. 024)∗

1. 009(1. 005 ~ 1. 014)∗

1. 005(0. 999 ~ 1. 010)

0. 999(0. 992 ~ 1. 007)

心血管系统1. 015

(1. 001 ~ 1. 029)∗

1. 018(1. 008 ~ 1. 027)∗

1. 020(1. 012 ~ 1. 027)∗

1. 021(1. 014 ~ 1. 028)∗

1. 021 ~ 1. 014(1. 009 ~ 1. 027)∗

1. 009(1. 005 ~ 1. 014)∗

1. 003(0. 998 ~ 1. 008)

0. 997(0. 989 ~ 1. 004)

呼吸系统1. 030

(1. 012 ~ 1. 048)∗

1. 029(1. 015 ~ 1. 042)∗

1. 027(1. 017 ~ 1. 038)∗

1. 026(1. 016 ~ 1. 035)∗

1. 024 ~ 1. 016(1. 008 ~ 1. 034)∗

1. 012(1. 004 ~ 1. 021)∗

1. 009(0. 998 ~ 1. 020)

1. 005(0. 991 ~ 1. 020)

　　注:∗P < 0. 05。

图 3　相邻两日温差对不同年龄、不同性别、不同病因死亡的滞后效应

Figure 3　 The lag effect of TVN on among different age gruop,gender and cause


3　敏感性分析

研究通过改变 DLNM 中参数设定去探讨模型

的稳定性:改变模型中时间长期趋势的自由度(df =6 - 8)及改变模型中控制平均温度和相对湿度的自

由度(df = 3 - 5),对模型拟合的结果影响很小(P >0. 05)。

4　讨　论

该研究发现较大的相邻两日温差能够显著增

加人群的死亡风险,且其效应随着滞后时间的延长

呈现先增后降的趋势。大量的研究表明极端天气

(如热浪、寒潮等)能够增加人群死亡负担[13-14],然而相邻两日温度对人群死亡风险的影响相关研究

却并不多见。当外环境温度发生改变时,人体会发

生一定的应激反应,而在一定范围内,人体可通过

自身的调节来适应温度的改变。但是当温度的改

变幅度超出自身调节的范围,就很有可能导致疾病

的发生或者恶化,甚至死亡,有研究表明,温度每增

加 1℃,死亡风险将增加 6 倍[15],因此温度变异对于

健康的影响不容忽视。发现长沙市相邻两日温差 > 2℃的天数占研究

时长的 15. 33% (560d),相邻两日温差对死亡率的

影响是非线性的,并且具有滞后效应。相邻两日温

差增加 1℃时,呼吸系统疾病死亡风险是心血管疾

病死亡风险的 2 倍。温度的改变对患有呼吸系统疾

病人的死亡风险是最大的,并且在当天效应达最

大,之后效应慢慢降低,结果可能与温度的突然升

高会增加人体的血压和对氧的摄入量,从而增加呼

吸道疾病发生的概率有关。研究结果还表明相邻

两日温差对不同性别的死亡风险是不同的,男性略

高于女性,可能与二者的暴露模式不同有关[16]。提

示老年人更容易受到温度变化的影响,与既往的研

究结果一致,因随着年龄增长,身体的各项机能会

逐渐降低,对气温变化调节耐受能力降低。上述在

温度波动期间增加的死亡风险表明,未来要密切关

注温度的突然变化,特别是有相对较大的温度变化

时,应采取及时的预防措施,以防止其带来严重的

健康危害。然而,气候变化对人类活动的反应因地

区而异,研究结果与气候相关性较强,因此长沙地

区的研究结果是否适用于其他地区还存在一定的

局限性。利益冲突　所有作者均声明不存在利益冲突

参考文献

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(收稿日期:2021-05-20)(本文编辑:赵珣)


第一作者简介:刘洋,硕士,主管医师,主要研究方向为传染病监测预警工作

通信作者:高燕琳,硕士,副主任医师,Email:gaoyl@ bjcdc. org

·论　著·

北京市手足口病流行特征分析及气象因素对其发病的影响

刘洋1,2,李刚1,2,高燕琳1,2,史芸萍1,2,王超1,2,谢春艳1,2,虎霄1,2

1. 北京市疾病预防控制中心信息统计中心,北京　 100013;2. 北京市预防医学研究中心信息统计中心

摘要:目的　研究北京市手足口病的流行特征以及气象因素对手足口病发病的影响,为其预警预测以及防控提供科

学依据。方法　采用 R 4. 0. 2 软件对 2010—2019 年北京市手足口病的流行特征进行描述性统计,同时利用分布滞

后非线性模型分析 2015—2019 日均气温、日均相对湿度、日均降水量、日均气压、日均风速等气象资料与手足口病发

病的效应关系。结果　 2010—2019 年北京市手足口病共报告发病324 864例,平均发病率为 155. 10 / 10 万。 5 ~ 7 月

是每年手足口病发病高峰期。日均气温、日均相对湿度和日均降水与手足口病发病均呈正相关( rs 分别为 0. 66、0. 45 和 0. 24, P 值分别为 0. 000 0、0. 000 0和0. 000 0);日均风速、日均气压与手足口病发病均呈负相关( rs 分别为

- 0. 14 和 - 0. 3,P 值分别为 2. 22 × 10 - 9和0. 000 0)。当日均气温为 25. 5℃,滞后 10 d 时 RR 值最大,为 1. 41(95%CI:1. 12 ~ 1. 77)。当相对湿度为 84. 5% ,滞后 15d 时 RR 值最大,为 1. 51(95% CI:1. 34 ~ 1. 70)。日均风速为 3m / s,滞后 14d 时 RR 值最大,为 1. 22(95% CI:0. 86 ~ 1. 73)。日均气压为 842. 5 百帕,滞后 5d 时 RR 值最大,为 1. 20(95% CI:0. 66 ~ 2. 07)。日均降水为 166. 5mm,滞后 7d 时 RR 值最大,为 4. 37(95% CI:1. 61 ~ 11. 84)。当符合上述

气象因素条件则手足口病发病风险最高。结论　日均气温、日均相对湿度、日均降水量、日均气压、日均风速等气象

因素与手足口病的发病密切相关,呈非线性且有一定的滞后性,可用于预测手足口病发生风险和流行强度,为传染

病的防控、预警预测提供科学依据。关键词:手足口病;流行特征;气象因素;分布滞后非线性模型


Analysis on epidemiological characteristics of hand foot mouth diseaseand the influence of meteorological factors on its incidence in Beijing

LIU Yang1,2,Li Gang1,2,GAO Yanlin1,2, SHI Yunping1,2,WANG Chao1,2,XIE Chunyan1,2,HU Xiao1,2

1. Beijing Municipal Center for Disease Control and Prevention,Beijing　 100013,China;2. Beijing Preventive Medicine Rearch Center,Beijing　 100013,China

Corresponding author:GAO Yanlin,Email:gaoyl@ bjcdc. org

Abstract:　 Objective　 To study the epidemic characteristics of hand foot mouth disease (HFMD) and the influence ofmeteorological factors on the incidence of HFMD in Beijing from 2010 to 2019,and to provide scientific evidence for thewarning,prediction,prevention and control of HFMD. 　 Methods　 Descriptive statistical analysis was conducted to analyzethe epidemic characteristics of HFMD in Beijing from 2010 to 2019 using R4. 0. 2 software,and the relationship betweenmeteorological factors such as daily average temperature,daily average relative humidity,daily average precipitation,dailyaverage air pressure, and daily average wind speed and HFMD incidence from 2015 to 2019 was analyzed by usingdistribution lag nonlinear model. 　 Results　 In 2010 - 2019,a total of 324 864 HFMD cases were reported in Beijing,withan average incidence rate of 155. 10 / 100 000. May to July was the annual peak of HFMD. The average daily temperature,relative humidity and precipitation were positively correlated with the incidence of HFMD (Rs = 0. 66,0. 45 and 0. 24,P =0. 000 0,0. 000 0 and 0. 0000,respectively). The average daily wind speed and pressure were negatively correlated with theincidence of HFMD (Rs = - 0. 14 and - 0. 3, P = 2. 22 × 10 - 9 and 0. 000 0,respectively). The RR was the highest whenthe air temperature was 25℃ and at the lag of 10 day,which was 1. 41 (95% CI:1. 12 - 1. 77). Humid weather conditions


were the risk factors of HFMD,and the influence time was relatively long. The RR was the highest when the relative humiditywas 84. 5% and the lag was 15 days,which was 1. 51 (95% CI:1. 34 - 1. 70). When daily average wind speed was 3m / s,and the lag was 14 days,the RR was the highest,which was 1. 22 (95% CI:0. 86 - 1. 73). The RR was the highest when thedaily average pressure was 842. 5 hPa and the lag was 5 day,which was 1. 20 (95% CI:0. 66 - 2. 07). When the dailyaverage precipitation was 166. 5 mm and the lag was 7 days,the RR was the highest,which was 4. 37 (95% CI:1. 61 -11. 84). When the above meteorological conditions were met, the risk of HFMD was the highest. 　 Conclusion 　Meteorological factors such as daily average temperature,daily average relative humidity,daily average precipitation,dailyaverage pressure and daily average wind speed are closely related to the incidence of HFMD,which is nonlinear and hascertain lag. It can be used to predict the risk and epidemic intensity of HFMD,and to provide a scientific basis for theprevention and control,early warning,and prediction of infectious diseases.Keywords: Hand, foot and mouth disease; Epidemiological characteristics; Meteorological factor; Distribution lagnonlinear models

　　手足口病(Handfoot and mouth disease,HFMD)是一种由肠道病毒 71 型(EV71)、柯萨奇病毒(CoxA、B)等多种病毒引起的常见传染病,发病人群主要

以 0 ~ 5 岁婴幼儿为主[1]。北京市传染病监测数据

显示 2010—2019 年手足口病报告发病位于该市法

定传染病前 3 顺位,其并发症导致的重症和死亡已

成为全球公共卫生问题,造成很重的疾病负担。国内外大量研究表明手足口病的发病与气象

因素有一定的关系[2-5],气象因素可能影响了病毒

的存活和病毒传播。由于我国地域辽阔,横跨多个

经纬度,气候类型多种多样,气象因素对手足口病

的发病效应的影响不尽相同[6]。采用分布滞后非

线性模型(distributed lag non-linear model,DLNM)研究北京市 2015—2019 年间手足口病发病情况与各

气象因素的效应关系,为进一步开展手足口病防

控、预警和预测工作提供科学依据。

1　资料与方法

1. 1　资料来源　北京市 2010—2019 年手足口病每

日发病数据来源于中国疾病预防信息系统。 2015—2019 年每日气象数据来源于中国气象局,包括日均

气温(℃)、日最高气温(℃)、日最低气温(℃)、日均气压 (百帕)、日均相对湿度 (% )、日降水量

(mm)、日均风速(m / s)。1. 2　统计学方法　采用 R 4. 0. 2 软件对数据进行

数据整理、描述性统计分析、绘图以及气象因素和

手足口病日发病数的 Spearman 相关分析,利用 dlnm2. 4. 2 软件包拟合分布滞后非线性时间序列模型。检验水准为 0. 05。

分布滞后非线性模型核心思想为通过交叉基

函数向暴露 - 反应关系添加滞后维度。从而同时

描述其效应在自变量维度和滞后维度的变化分

布[7-8]。气象因素对人体健康的影响呈现非线性(如

J、V 或 U 型关系)且存在滞后效应[9]。研究在控时间

趋势(time)、星期几效应(dow)等可能的混杂因素后,将手足口病日发病数作为因变量,各个气象因素作为

自变量分别建立交叉基矩阵,以 Quasi - Poisson 分布

作为连接函数进行拟合,基本模型为:[E(Yt)] = α+ βixi + NS(Zj,df) + Dow。其中 Yt 是 t 日手足口病

发病数;α 为常数项(模型系数);xi 是纳入模型的影

响因素;βi 是系数;Zj 是潜在的混杂因素;df 是自由

度;NS(…)是自然样条函数。根据手足口病特点和

广义赤池信息量准则(QAIC)最小原则[10-12]确定日均

气温、日均相对湿度和日总降水量、日均风速、日均气

压的自由度和滞后自由度均为 3,时间变量自由度为

7,最大滞后时间设定为15d,模型经敏感性分析,最小

QAIC 为16 676. 44。

2　结　果

2. 1　手足口病流行特征　 2010—2019 年共报告了

324 864例手足口病病例,平均发病率为 155. 10 / 10万,死亡 32 例,平均死亡率为 0. 02 / 10 万。 2010—2019 年手足口病的发病呈现“锯齿状”发展趋势,有3 个发病高峰,分别为 2010 年的第 1 发病高峰,发病率为 231. 53 / 10 万,其次为 2014 年第 2 发病高

峰,发病率为 224. 25 / 10 万,第 3 为 2018 年,发病率

为 150. 45 / 10 万。 2019 年为报告发病率为近 10 年

最低,为 80. 57 / 10 万。北京市手足口病全年均有发

病,发病呈现明显的季节性,发病高峰为 5 ~ 7 月份

(图 1)。2. 2　气象因素及手足口病每日数据的描述性统计

分析　 2015—2019 年北京市日均气温、相对湿度、平均气压、风速、降水和日均温差的中位数分别为

13. 66℃,54. 38% ,994. 58 百帕,7. 42m / s,0. 22mm和 10. 62℃,日均发病数为 50 例 / d(表 1),时间分布

图显示有一定的周期性(图 2)。


图 1　 2010—2019 年北京市手足口病时间分布趋势图

Figure 1　 Time distribution of hand foot mouth disease cases in Beijing,2010 - 2019

表 1　北京市手足口病日发病数及气象因素描述

Table 1　 Description on incidence and meteorological elements of hand foot mouth disease cases in Beijing气象因素范围四分位数(P25,P75) 中位数均值 ± 标准差(x ± s)

日均气温(℃) - 16. 39 ~ 30. 86 0. 77,22. 77 13. 66 12. 17 ± 11. 37相对湿度(% ) 9. 70 ~ 96. 44 38. 48,71. 70 54. 38 54. 81 ± 19. 94平均气压(百帕) 538. 28 ~ 1021. 66 986. 68,1 002. 25 994. 58 994. 30 ± 17. 69平均风速(m / s) 2. 87 ~ 18. 85 5. 78,9. 58 7. 42 7. 96 ± 2. 87平均降水(mm) 0. 00 ~ 166. 66 0. 02,1. 55 0. 22 2. 21 ± 6. 57温差(℃) 0. 68 ~ 27. 22 8. 03,13. 04 10. 62 10. 59 ± 3. 68

日发病数 (例 / d) 0 ~ 382 12,98 50 69. 93 ± 71. 92　

图 2　 2015—2019 年北京市手足口病报告发病数和气象因素的时间分布

Figure 2　 Time distribution of hand foot mouth disease cases and meteorological elements in Beijing,2015 - 2019

2. 3　手足口病与气象因素关系的相关分析　对

北京市 2015—2019 年各气象因素及手足口病发

病数进行 Spearman 相关分析显示,手足口病日报

告发病数除与温差相关性差异无统计学意义外

(P = 0. 54),其余的气象因素差异均有统计学意

义。日均气温、日均相对湿度和日均降水与手足


口病发病均呈正相关 ( rs = 0. 66、0. 45 和 0. 24,P 值分别为0. 000 0、0. 000 0和0. 000 0);日均风

速、日均气压与手足口病发病均呈负相关 ( rs =- 0. 14、 - 0. 3, P 值分别为 2. 22 × 10 - 9 和

0. 000 0)。同时各个气象指标之间的相关性的相

关系数 rs 无 > 0. 8 的,排除指标间的共线性。因此

最终纳入 DLNM 模型的变量为日均气温、相对湿

度、日均降水、风速、日均气压和降水。2. 4　北京市气象因素对手足口病发病影响 DLNM分析选取

2. 4. 1　日均气温对手足口病发病影响　以北京市

2015—2019 年日均气温中位数(13. 34℃)为参照,当气温低于零下 8℃时对手足口病是保护因素。当温

度在 -7. 5℃ ~7. 5℃滞后时间为 1 ~ 6d 时,手足口病

的发病风险呈现危险性。当气温高于 13. 5℃,手足口

病的发病风险随着温度的升高呈上升趋势,当日均气

温为 25. 5℃,滞后 10d 时 RR 值最大,为 1. 41(95%CI:1. 12 ~1. 77),手足口病发病风险最高(图 3)。2. 4. 2　相对湿度对手足口病发病影响　以相对湿

度中位数 54. 35%作为参照值。当相对湿度 < 31%时,对手足口病的发病为保护因素,随着湿度的减

少,发病风险降低。当相对温度 > 57% ,滞后天数 >5d 时,手足口病的发病风险随着相对湿度的增加上

升。当相对湿度为 84. 5% ,滞后 15d 时 RR 值最大,为 1. 51(95% CI:1. 34 ~ 1. 70),手足口病发病风险

最高(图 4)。

图 3　日均温度、滞后天数及手足口病发病风险关联图

Figure 3　 Relationship between lag days、daily average temperature and the incidence of hand foot mouth disease

图 4　日均相对湿度、滞后天数及手足口病发病风险关联图

Figure 4　 Relationship between lag days、daily average relative humidity and the incidence of hand foot mouth disease

2. 4. 3　风速对手足口病发病影响　以日均风速中位数 7. 42m / s 作为参考值,当日均风速 < 4m / s 时,

为手足口病的危险因素,日均风速为3m / s,滞后 14d时 RR 值最大,为 1. 22(95% CI:0. 86 ~ 1. 73),手足


口病发病风险最高。当风速 < 11m / s 时,为手足口病的保护因素,日均风速为 13. 5m / s,滞后 14d 时RR 值最小,为 0. 72(95% CI:0. 57 ~ 0. 89),手足口病发病风险最低(图 5)。2. 4. 4　平均气压对手足口病发病影响　以日均气压中位数(994. 66 百帕)为参照估算相对危险度,日均气压在 609. 5 ~ 988 百帕,滞后 4 ~ 7d 时对手足口病的发病为危险因素。当日均气压为 842. 5 百帕,滞后 5d 时 RR 值最大,为 1. 20 (95% CI:0. 66 ~2. 07),手足口病发病风险最高,滞后 15d 内对手足

口病影响的累积效应。2. 4. 5　降水对手足口病发病影响　以日均降水中

位数(0. 22mm)为参照,估算相对危险度结果显示。当日均降水高于 2mm 时,当滞后天数为 0 ~ 2d 时为

手足口病的保护因素,当滞后天数为 4 ~ 15d 时为危

险因素,且发病风险随着降水量的增加而增长。当

日均降水为 166. 5mm,滞后 7d 时 RR 值最大,为4. 37(95% CI:1. 61 ~ 11. 84),手足口病发病风险

最高。

图 5　日均风速、滞后天数及手足口病发病风险关联图

Figure 5　 Relationship between lag days、daily average wind speed and the incidence of hand foot mouth disease

3　讨　论

北京市 2010—2019 年手足口病的发病率每隔一年呈现一个小高峰,每隔 3 年一个大高峰的流行周期。与全国以及河北省等地区每隔一年高发的现象类似[13-14]。流行趋势符合国内外监测资料显示的间隔 2 ~ 3 年周期性流行的特点[15-17]。原因可能是由于非流行期间新生儿逐渐积累,导致易感人群增加,当达到一定阈值时为再一次流行提供了先决条件[18-19]。北京市手足口病发病高峰集中在 5 ~7 月,呈现“单峰”分布,与北京市相关研究结果一致[20-22],与河南、天津、济南等省市发病特征相似[23-25]。也有研究手足口病的发病呈现“双峰”分布[26-27],可能与气温、相对湿度、风速、日照时数及气压等气象因素有一定的关联性[5,28-31],进一步验证了气象因素对手足口病的影响地域差异性。Spearman 相关分析显示日均气温、日均相对湿度和日均降水与手足口病发病均呈正相关;日均风速、日均气压与手足口病发病均呈负相关,与天津市研究结果一致[6],但与 Tian 等[2]研究的手足口病与风速呈正相关的结果不同。

DLNM 分析结果显示当气温高于 13. 5℃时,随着温度的升高手足口病的发病风险增加,25. 5℃时发病风险最高。较湿润的气象条件下,手足口病的发病风险较高且影响时间较长,当相对湿度高于57%时,发病风险显著增加,与魏建军[32] 等研究结果一致。与 Xu 等[33] 发现类似。日均风速在4m / s以内时,为手足口病的危险因素,当风速超过 13m / s以内时,则变为手足口病的保护因素,与魏建军[32]

等研究结论类似。原因可能为一定的风速有利于病原体通过播散在空气中的飞沫进行传播,但较高的通风率可以降低某些经空气传播疾病的感染率或暴发[34]。

综上所述,不同滞后天数、不同气象因素相结合考虑发现,当滞后 8 ~ 15d 时,气温 > 13. 5℃,湿度高于 57% ,风速 < 4m / s,手足口病的发病风险显著增加。即在春夏交替正处于温度升高,降水量和湿度增加,加上适当的风速促进病原体的传播,更易造成手足口病发病风险增加。当滞后 0 ~ 4d 时,温度低于 13. 5℃,气温刚回暖时,日均风速 < 4m / s,提示手足口病发病风险增加。因此气象因素是影响手足口病的传染、发生和发展的重要因素之一,可


作为影响因素纳入到手足口病的监测预警体系中,为相关部门制定防控策略提供参考依据,同时也可为社会大众提供风险预报。利益冲突　所有作者均声明不存在利益冲突

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(收稿日期:2021-05-24)(本文编辑:赵珣)


基金项目:国家科技基础资源调查专项(2017FY101200);江苏省环境监测科研基金项目(1906)第一作者简介:黄连成,硕士研究生,主管医师,主要从事环境卫生监测工作

通信作者:汤权,主任技师,Email:tangquan_2008@ 126. com

·论　著·

大气污染物对盐城市常住居民死亡影响时间序列研究

黄连成1,李杰1,刘付东1,李永红2,汤权1

1. 江苏省盐城市疾病预防控制中心,江苏盐城　 224000;2. 中国疾病预防控制中心环境与健康相关产品安全所

摘要:目的　了解盐城市大气污染对当地常住居民非意外死亡的影响。方法　收集 2014—2019 年该市逐日空气污

染物资料(PM2. 5、PM10、NO2、SO2、O3)、平均温度、平均相对湿度和常住居民死亡数据,采用时间序列半参数广义相加

模型,分析了盐城市空气污染物短期暴露对非意外死亡的影响。结果　全人群、呼吸系统、循环系统非意外死亡日

均值分别为 154、25、51 人。 SO2 浓度每升高 10mg / m3,总人群非意外死亡、呼吸系统死亡风险分别增加 1. 19% (95%CI:0. 26% ~ 2. 12% )、2. 37% (95% CI:0. 65% ~ 4. 12% )。 NO2 浓度每升高 10mg / m3,总人群非意外死亡、呼吸系

统、循环系统死亡风险分别增加 1. 50% (95% CI:0. 94% ~ 2. 05% )、1. 11% (95% CI:0. 08% ~ 2. 16% )、1. 53%(95% CI:0. 71% ~ 2. 36% )。 O3 浓度每升高 10mg / m3,总人群非意外死亡、呼吸系统、循环系统死亡风险分别增加

0. 64% (95% CI:0. 25% ~ 1. 04% )、0. 81% (95% CI:0. 04% ~ 1. 58% )、0. 78% (95% CI:0. 18% ~ 1. 37% )。结论　盐城市大气污染物影响当地人群非意外死亡发生且存在滞后效应,其中 NO2、SO2、O3 影响较大。关键词:大气污染;非意外死亡;时间序列研究


A time-series study on the impact of air pollution on the death ofpermanent residents in Yancheng City

HUANG Liancheng1,LI Jie1,LIU Fudong1,LI Yonghong2,TANG Quan1

1. Yancheng Center for Disease Control and Prevention,Yancheng,Jiangsu　 224000,China;2. National Institute of Environmental Health,China CDC,Bei Jing　 100021,China

Corresponding author: TANG Quan,Email: tangquan_2008@ 126. com

Abstract:　 Objective　 To investigate the effects of air pollution on non-accidental death of residents in Yancheng City. 　Methods　 Data of daily air pollutions (PM2. 5,PM10,NO2,SO2 and O3),average temperature,average relative humidity,anddaily death information during 2014 - 2019 were collected. The time series semi parametric generalized additive model wasused to analyze the impact of short-term exposure of air pollutants on non-accidental death in Yancheng City. 　 Results　 Theaverage daily non-accidental deaths of the entire population,respiratory system,and circulatory system were 154,25,and 51,respectively. With the increase of 10 μg / m3 SO2,the risk of the estimated non-accidental death and respiratory death wasincreased by 1. 19% (95% CI:0. 26% - 2. 12% ) and 2. 37% (95% CI:0. 65% - 4. 12 % ), respectively. With theincrease of 10 μ g / m3 NO2,the risk of the estimated non-accidental death,circulatory system death and respiratory death wasincreased by 1. 50% (95% CI:0. 94% - 2. 05% ),1. 11% (95% CI:0. 08% - 2. 16% ),and 1. 53% (95% CI:0. 71% -2. 36% ),respectively. With the increase of 10 μg / m3 O3,the risk of the estimated non-accidental death,circulatory systemdeath and respiratory death was increased by 0. 64% (95% CI:0. 25% - 1. 04% ),0. 81% (95% CI:0. 04% - 1. 58% ),and 0. 78% (95% CI:0. 18% - 1. 37% ),respectively. 　 Conclusion　 The short-term exposure of air pollutants affects thenon-accidental death of the residents in Yancheng,and there are lag effects,of which NO2,SO2 and O3 have a greater impact.Keywords:Air pollution;Non-accidental mortality;Time series analysis


　　大气污染对人群健康影响一直是环境卫生领

域研究的热点。大气污染能够增加心血管疾病、癌症、呼吸系统疾病等疾病的发生和死亡风险[1-5]。其中,PM2. 5每升高 10mg / m3,非意外总病因、心血管

疾病、高血压、冠心病、卒中、呼吸系统疾病和慢性

阻塞性肺病的死亡率分别增加 0. 22% 、0. 27% 、0. 39% 、0. 30% 、0. 23% 、0. 29% 和 0. 38% [6]。 “大气污染防治行动计划”实施后,因大气污染所产生的

死亡人数和因早死所致的寿命损失年分别减少了

47 240例和每 10 万人710 020人年[7]。针对大气污染

对人群非意外死亡影响研究,目前主要是应用数学模

型分析大气污染物短期暴露急性效应,包括采用广义

线性模型(GLM)和广义相加模型(GAM),将大气污

染物与健康效应结局变量做时间序列分析,对变量进

行拟合,同时也能考虑污染物的滞后效应[8]。地理环

境、气候环境及经济发展水平等方面的差异,造成不

同区域大气污染对死亡效应有所不同[9]。研究拟采用时间序列分析方法,分析盐城市大

气污染物对常住居民非意外死亡的暴露 - 反应关

系,为预防和干预措施的制定提供科学依据。

1　材料与方法

1. 1　材料收集

1. 1. 1　空气污染物资料　同期资料来源于盐城市

环境监测中心,以当地 4 个国控监测点的算术平均

值作为污染物日均浓度,监测项目包括 PM2. 5、PM10、NO2、SO2 和 O3。1. 1. 2　气象资料　同期资料来自于江苏省气象台,包括日平均温度(℃)、日平均相对湿度(% )。1. 1. 3　死亡监测资料　资料来自于中国疾病预防

控制中心信息系统,包括 2014 年 1 月 1 日至 2019年 12 月 31 日户籍所在地为盐城市的常住人口,在剔除了意外伤害死亡的基础上,按照 WHO 国际疾

病分类进行疾病分类。各系统疾病 ICD 编码分别

为:总死亡(A00 - R99),呼吸系统疾病死亡(J00 -J99)、循环系统病死亡( I00 - I99)。对数据进行整

理,采用 Excel 2007 对数据进行查重清理。1. 2　数据统计　采用 SPSS 18. 0 和 R 3. 6. 1 中的

mgcv 软件包对数据进行统计分析。对死亡数据、空气污染物监测数据、气象数据进行统计描述。采用

Spearman 相关分析对空气污染物和气象因素进行

统计分析,采用双侧检验,检验标准 a 取 0. 05。相对于总人群,非意外死亡属于小概率事件,

分布近似服从 Poisson 分布,可以采用广义相加模型

分析空气污染对非意外死亡的影响,采用自然样条

平滑函数对时间趋势、温度和湿度进行拟合,控制

“星期几效应”、“节假日效应”的影响。模型如下:log E Yi

( )[ ] = βZ t + Dow + Hol + ns( time,df) +ns(T,df) + ns(H,df) + α式中,

Yi:观察日 t 日当天的非意外死亡数;E(Yi):观察日 t 日非意外死亡的数学期望;α:截距

β:回归系数,表示污染物浓度每升高单位浓度

引起非意外死亡数增加;Z t:观察日 t 污染物日平均浓度,mg / m3;Dow:星期几效应;Hol:节假日效应;ns:自然平滑样条函数;time:日期变量,选择合适的日期自由度能有效

调整污染物 - 非意外死亡数序列数据的长期趋势

和季节波动;df:自由度大小;T:第 t 日的日平均温度,℃;H:第 t 日的相对湿度,% ;考虑存在滞后效应和累积效应,将当日及前 7d

单日滞后时间的空气污染物浓度( lag0 - lag7)和前

7d 滞后时间的空气污染物浓度移动平均值( lag01- lag07)分别引入模型,进而确定空气污染物浓度

对非意外死亡数影响最强的滞后时间。以 AIC(Akaike Information Criterion)值最小为原则选择自

由度,其中时间长期趋势的自由度为 7,每日平均温

度和相对湿度的自由度为 3。

2　结　果

2. 1　一般情况

2. 1. 1　空气污染物　 2014 年 1 月 1 日至 2019 年

12 月 31 日,盐城市空气 PM2. 5、PM10、NO2、SO2 和 O3

平均浓度分别为 49. 4g / m3、86. 2g / m3、27. 0g / m3、12. 9g / m3、81. 5g / m3。其中 PM2. 5、 PM10 分别高于

《GB 3095 - 2012 环境空气质量标准》二级标准(分别为 35、70ug / m3)的 41. 1% 、23. 1% 。2. 1. 2　气象因素　同期平均气温、平均湿度分别为

15. 6℃、76. 6% 。2. 1. 3　死因监测　 2014—2019 年,户籍所在地为

盐城市的常住人口非意外死亡累计337 488人,其中:根本死因为呼吸系统疾病非意外死亡55 799人(占比 16. 5% ),循环系统疾病非意外死亡111 999人(占比 33. 2% )。全人群、呼吸系统、循环系统非

意外死亡日均值分别为 154、25、51 人。非意外死亡

高峰期一般出现在每年的 11 月至次年的 2 月。2. 2　空气染污物与气象因素相关性分析　将各种


空气污染物与气象因素之间做 Spearman 相关性分

析,结果显示,除 O3 与 SO2 相关无统计学意义外,其他因素间均存在相关(表 1)。其中,呈强相关及以

上的为 PM2. 5& PM10(0. 868)、PM2. 5& NO2(0. 628)、PM10& NO2 (0. 654)、SO2 & PM2. 5 (0. 569)、SO2 &PM10(0. 588)、SO2 & NO2(0. 515)。

表 1　空气污染物与气象因素相关系数

Table 1　 Correlation coefficients of air pollutants and meteorological factors指标 PM2. 5 PM10 NO2 SO2 O3 日平均气温日平均湿度

PM2. 5 - - - - - - -PM10 0. 868∗∗ - - - - - -NO2 0. 628∗∗ 0. 654∗∗ - - - - -SO2 0. 569∗∗ 0. 588∗∗ 0. 515∗∗ - - - -O3 - 0. 121∗∗ - 0. 021 - 0. 222∗∗ - 0. 018 - - -日平均气温 0. 004 - 0. 001 0. 015 0. 006 - 0. 141∗∗ - -日平均湿度 - 0. 029 - 0. 029 - 0. 031 0. 019 0. 005 . 270∗∗ -

　　注:“∗”P < 0. 05;“∗∗”P < 0. 01。

2. 3　空气污染对非意外死亡时间序列分析

2. 3. 1　首日效应(lag0)　首日效应,即首日可引起

当地居民出现非意外死亡结局风险,根据图 1 ~图 3可得出: (1 ) 空气污染物 SO2、 NO2 浓度每升高

10mg / m3,首日可使人群非意外死亡风险分别增加

0. 79% (95% CI:0. 07% ~ 1. 51% ,下同)、0. 99%(0. 56% ~ 1. 42% )。 (2)分病种而言,SO2 可使呼

吸系统疾病死亡风险增加 1. 50% ( 0. 17% ~2. 85% );NO2 可使循环系统疾病死亡风险增加

0. 91% (0. 27% ~1. 55% )。2. 3. 2 　滞后效应　采用滞后天数 0 ~ 7d( lag0 ~lag7)最大效应值作为空气污染物对人群非意外死

亡超额危险度。可得出:(1) SO2:污染物浓度每升

高 10mg / m3,可使总人群非意外死亡、呼吸系统疾病

死亡风险分别增加 0. 82% ( lag1,0. 13% ~ 1. 51% ,下同)、1. 38% ( lag1,0. 11% ~ 2. 67% )。 (2) NO2:污染物浓度每升高 10mg / m3,可使总人群非意外死

亡、呼吸系统、循环系统死亡风险分别增加 1. 13%(lag1,0. 69% ~ 1. 58% )、 0. 83% ( lag1, 0. 01% ~1. 66% )、1. 19% ( lag1,0. 54% ~ 1. 85% )。 (3) O3:污染物浓度每升高 10mg / m3,可使总人群非意外死

亡、呼吸系统、循环系统死亡风险分别增加 0. 35%(lag6,0. 12% ~ 0. 57% )、 0. 51% ( lag6, 0. 07% ~0. 95% )、0. 54% (lag7,0. 21% ~0. 88% )。

图 1　空气污染物日均浓度增加 10mg / m3 对全人群非意外死亡影响的 ER 及 95% CIFigure 1　 The ER and 95% CI of the impact of an increase of 10g / m3 in the daily average

concentration of air pollutants on non-accidental deaths in the whole population


图 2　空气污染物日均浓度增加 10mg / m3 对呼吸系统疾病非意外死亡影响的 ER 及 95% CIFigure 2　 The ER and 95% CI of the impact of an increase of 10g / m3 in the daily average

concentration of air pollutants on non-accidental deaths from respiratory diseases

图 3　空气污染物日均浓度增加 10mg / m3 对循环系统疾病非意外死亡影响的 ER 及 95% CIFigure 3　 ER and 95% CI of the impact of 10g / m3 increase in the average daily concentration

of air pollutants on non-accidental deaths from circulatory system diseases

2. 3. 3　累积滞后效应　采用累积滞后天数 1 ~ 7d(lag01 ~ lag07)最大效应值作为空气污染物对人群非意外死亡的超额危险度。可得出:(1)SO2:污染物浓

度每升高 10mg / m3,可使总人群非意外死亡、呼吸系统死亡风险分别增加 1. 19% ( lag03, 0. 26% ~2. 12%)、2. 37% (lag03,0. 65% ~ 4. 12%)。 (2)NO2:污染物浓度每升高 10mg / m3,可使总人群非意外死

亡、呼吸系统、循环系统死亡风险分别增加 1. 50%(lag02,0. 94% ~ 2. 05%)、1. 11% ( lag02,0. 08% ~2. 16%)、1. 53% ( lag02,0. 71% ~ 2. 36%)。 (3) O3:污染物浓度每升高 10mg / m3,可使总人群非意外死

亡、呼吸系统、循环系统死亡风险分别增加 0. 64%

(lag07,0. 25% ~ 1. 04%)、0. 81% ( lag07,0. 04% ~1. 58%)、0. 78%(lag07,0. 18% ~1. 37%)。2. 3. 4　空气污染物影响的超额危险度　空气污染

物如存在滞后效应,根据滞后天数最大效应值作为

空气污染物对非意外死亡风险影响的超额危险度,可得出:(1)SO2:污染物浓度每升高 10mg / m3,可使

总人群非意外死亡、呼吸系统死亡风险分别增加

1. 19% ( lag03, 0. 26% ~ 2. 12% )、 2. 37% ( lag03,0. 65% ~ 4. 12% )。 (2) NO2:污染物浓度每升高

10mg / m3,可使总人群非意外死亡、呼吸系统、循环系统死亡风险分别增加 1. 50% ( lag02,0. 94% ~2. 05% )、1. 11% ( lag02,0. 08% ~ 2. 16% )、1. 53%


(lag02,0. 71% ~2. 36% )。 (3)O3:污染物浓度每升

高 10mg / m3,可使总人群非意外死亡、呼吸系统、循环系统死亡风险分别增加 0. 64% ( lag07,0. 25% ~1. 04% )、0. 81% ( lag07,0. 04% ~ 1. 58% )、0. 78%(lag07,0. 18% ~1. 37% )。

3　讨　论

研究采用时间序列 GAM,探讨了盐城市大气污染物对常住人口非意外死亡风险的影响。结果显示,除 PM2. 5、PM10外,其他大气污染物浓度升高,均可对非意外死亡、呼吸系统、循环系统死亡产生影响。

其中,NO2 浓度每升高 10mg / m3,可使总人群非意外死亡、呼吸系统、循环系统死亡风险分别增加1. 50% 、1. 11% 、1. 53% ,与 PAPA 项目中上海、武汉、香港研究结果[10] 接近,略高于北京、石家庄,但低于 Chen 等人对我国 17 个城市研究结论。一方面,NO2 污染物来源主要是化石燃料燃烧及机动车辆等排放的废气,可能是导致盐城 NO2 污染造成非意外死亡风险升高的主要原因。同时,人群对疾病敏感耐受程度、医疗救治水平、经济收入、购买医疗服务意愿及能力等因素,也会对非意外死亡人数造成影响,进而导致不同地区因 NO2 浓度升高所产生非意外死亡风险 ER 值有所区别。

SO2 浓度每升高 10mg / m3,可使总人群非意外死亡、呼吸系统死亡风险分别增加 1. 19% 、2. 37% ,与深圳市[12] 结果一致,SO2 污染物来源主要是煤、石油等燃料燃烧,生产硫酸等工厂排放的尾气。除汽车产业外,盐城主导产业还包括新能源、电子信息和钢铁,新型产业结构性发展明显,整体能源消耗水平不高,常年空气质量处于全国前列,SO2 年监测水平值达到《GB 3095 - 2012 环境空气质量标准》一级标准。位处东部沿海、主导风向为东南风、当地无重点污染源等因素,可能是盐城 SO2 污染产生的人群非意外死亡风险相对较低的主要原因。

O3 浓度升高对呼吸系统、循环系统死亡风险的影响,要大于总人群非意外死亡,与江苏多中心(13个城市) [13]、南京、广州[14] 等地区研究结果一致。PM2. 5、PM10浓度升高与非意外死亡风险间不存在统

计学关联,该结果与多数研究结果不同[15-17]。可能与当地为非燃煤型城市,大气颗粒物污染主要为外地输入型,污染天数持续时间较短,地广人稀等因素有关。

综上所述,盐城市大气污染物影响当地人群非意外死亡发生且存在滞后效应,其中 NO2、SO2、O3

影响较大,因此应加大空气污染综合干预控制力度,保障地区人群健康。利益冲突　所有作者均声明不存在利益冲突

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[J] . 山东大学学报(医学版),2018,56(11):48-52,75.(收稿日期:2021-04-28)

(本文编辑:万美)


基金项目:广西自然科学基金项目(2017GXNSFBA198081)第一作者简介:巫丰宏,研究生,副主任医师,主要研究方向:环境与职业卫生

·论　著·

南方某市地铁车站空气 PM2. 5 中重金属特征

及健康风险评估

巫丰宏1,池艳2,何敏1,雷骏斌1

1. 南宁市疾病预防控制中心,南宁　 530023;2. 广西壮族自治区人民医院

摘要:目的　对南方某市地铁车站空气 PM2. 5中重金属特征及健康风险进行分析和评估。方法　以南方某城市的 1个地铁车站作为研究对象,在车站地面外环境设置 1 个采样点、车站内设置 2 个采样点,共设置 3 个采样点。每天

24 h 采集空气 PM2. 5样品,连续采样 3 d。分析 PM2. 5样品中 10 种重金属 As、Cr、Cd、Ni、Hg、Pb、Mn、Sb、Se、Cu 的浓度。采用美国环境保护局推荐的健康风险评价模型对重金属通过呼吸途径引起的人群健康风险进行评估。结果　地铁

车站空气 PM2. 5中的 10 种重金属浓度范围从 0. 06 ng / m3 ~ 49. 22 ng / m3。地铁车站空气 PM2. 5中 Mn、Cr、Ni 的浓度分

别是外环境空气 PM2. 5中相应浓度的 3. 75 倍、2. 23 倍、2. 12 倍。地铁乘客人群当每日在地铁内暴露时间达到 5 h 以

上,重金属 Cr 对于人群可能存在致癌风险( > 10 - 6);当每日在地铁内暴露时间达到 8 h 以上,重金属 As 对于成年男

性人群可能存在致癌风险( > 10 - 6 )。地铁车站空气 PM2. 5 中 Mn、Cu、Pb、Se、Hg 和 Sb 对人群的非致癌健康风险较

小。结论　地铁车站空气中颗粒物已成为人群重金属暴露的重要来源之一。应进一步关注地铁车站空气 PM2. 5中重

金属对于长时间暴露人群可能存在的健康风险。关键词:地铁车站;空气;PM2. 5;重金属;健康风险评估

中图分类号:R135. 2　文献标识码:A　文章编号:1006-2483(2021)04-0023-04　 DOI:10. 3969 / j. issn. 1006 -2483. 2021. 04. 005

Characteristics and health risk assessment of heavy metals in metrostation′s airborne PM2. 5 in a South China city

WU Fenghong1,CHI Yan2,HE Min1,LEI Junbin1

1. Nanning Center for Disease Control and Prevention,Nanning　 530023,China;2. People′s Hospital of Guangxi Zhuang Autonomous Region,Nanning　 530021,China

Abstract:　 Objective　 To analyze characteristics of heavy metals in metro station′s airborne PM2. 5and to evaluate its healthrisk in a South China city. 　 Methods　 A metro stations were selected for the study. Sampling sites of metro station includedground control,station hall and platform. The PM2. 5 sampling was conducted one time per day for three consecutive days. Theconcentrations of ten heavy metals (As、Cr、Cd、Ni、Hg、Pb、Mn、Sb、Se、Cu) were determined. Inhalation exposure to theseheavy metals was estimated for health risk recommended by US EPA. 　 Results 　 The concentrations of heavy metals inPM2. 5 range from 0. 06 ng / m3 to 49. 22 ng / m3 . The concentrations of Mn、Cr and Ni in metro station′s airborne PM2. 5 wererespectively 3. 75 times,2. 23 times and 2. 12 times higher than those in ground control. Increased lifetime cancer risk ofcarcinogenic heavy metal Cr exposure outrange the acceptable level (10 - 6) when its exposure time exceed 5 hours per dayfor lifetime. Cancer risk of carcinogenic heavy metal As exposure outrange the acceptable level (10 - 6 ) when its exposuretime for adult male population exceed 8 hours per day for lifetime. Non-carcinogenic hazards risks of heavy metal Mn、Cu、Pb、Se、Hg and Sb in metro station′s airborne PM2. 5were little. 　 Conclusions　 Airborne particulate matter in metro station hasbecome one of the important sources of heavy metal exposure. Further attention should be paid to the possible carcinogenicrisk of heavy metals in metro station′s airborne PM2. 5 for long-term exposure.Keywords:Metro station;Air;PM2. 5;Heavy metal;Health risk assessment

　　地铁交通是现代大城市的一种非常重要的公共交通方式。地铁交通具有运量大、速度快、绿色


环保等优势和特点。细颗粒物(PM2. 5)是指空气动

力学直径 < 2. 5μm 的颗粒物,具有粒径小、表面积

大,易吸附各种有毒有害物质,在空气中悬浮停留

时间长,且可进入到人体的细支气管和肺泡部位等

特点,是一类具有健康危害的空气污染物。国内外

相关文献报道[1-2],PM2. 5已成为影响地铁车站空气

质量的一个重要因素。 PM2. 5可吸附和富集多种重

金属元素,其中一些重金属如 As、Cr、Cd、Ni 等具有

致癌性和基因毒性,这些有毒重金属随着 PM2. 5进入

到人体肺部深处或穿透气血屏障进入血液循环中,增加了人体罹患心肺疾病、内分泌疾病和癌症等疾

病的风险[3-8]。研究对南方某市地铁车站空气 PM2. 5

中重金属特征进行检测和分析,并对地铁车站空气

PM2. 5中重金属通过人体呼吸途径引起的健康风险

进行定量评估,探讨空气颗粒物中的重金属暴露对

地铁乘客人群的健康影响,为探索制定地铁交通污

染控制措施,更好地保护公众健康提供科学依据。

1　对象与方法

1. 1　对象　 2020 年 10 月,对南方某城市 1 个地铁

车站作为研究对象和采样地点。该车站为地下车

站,车站为正常运行状态。1. 2　监测方法　在车站的站厅层和站台层分别设

置 1 个采样点,采样点位置避开通风口、空调风口

等,并距离墙壁 1m 左右,采样高度为人群呼吸带范

围(距地面 12. 52 ~ 12. 55 m),车站外地面附近设置

1 个地面外环境采样点。使用青岛崂山应用技术研

究所的中流量采样器(型号:崂应 2030)和石英纤维

滤膜(直径 80mm)进行空气颗粒物 PM2. 5采样,采样

流量为 100L / min,每张滤膜连续采样 24 h,连续 3天共采样 3 次。每次采样前均对采样器进行流量

校准。采用电感耦合 - 等离子体质谱仪 ( 德国

Thermoc scientific) 测定样品的重金属 As、Cr、Cd、Ni、Hg、Pb、Mn、Sb、Se、Cu 元素的含量。1. 3 　健康风险评价　采用美国环境保护局

(USEPA)推荐的健康风险评价模型对 PM2. 5中重金

属通过呼吸途径引起的人体健康风险进行评价。PM2. 5中重金属通过呼吸系统进入人体所引起的健

康风险包括致癌健康风险和非致癌健康风险。致

癌物暴露剂量一般用终身日均暴露量(Life AverageDaily Dose,LADD)表示,非致癌物暴露剂量用日均

暴露量(Average Daily Dose,ADD)表示,计算公式分

别为:LADD = C × IR × ED / (BW × AT)ADD = C × IR × ED / (BW × AT)

式中 LADD—致癌物终身日均暴露剂量,mg / (kg·d);ADD—非致癌物质日均暴露剂量,mg / (kg·d); C—污染物长期日均暴露浓度,mg / m3;IR—呼吸速率,m3 / d;ED—实际暴露时间,d;BW—体重,kg;AT—平均暴露时间,d。

参考采用美国 EPA 的暴露参数[9] 进行健康风险评估,对于地铁乘客人群,按地铁乘客人群每天

乘坐 1 h 地铁交通为暴露时间基线进行估算,各参

数(表 1)表 1　经呼吸途径进入人体的暴露参数

Table 1　 Human exposure factors of inhalation route

人群IR

(m3 / d)BW(kg)

ED(d)

致癌物 AT(d)

非致癌物 AT(d)

成年男性 15. 2 70 30 × 365 × 1 / 24 70 × 365 30 × 365成年女性 11. 3 60 30 × 365 × 1 / 24 70 × 365 30 × 365儿童 8. 7 36 18 × 365 × 1 / 24 70 × 365 18 × 365

　　暴露于单一某类重金属元素的致癌风险值

(ILCR)和非致癌风险值(HQ)的计算公式分别为:ILCR = LADD × SF;HQ = ADD / RfD式中: ILCR—终身超额致癌风险 ( Increased

lifetime cancer risk),无量纲;HQ—危害商(Hazardquotient), 无量纲; SF—致癌强度系数 ( Slopefactor),(kg·d) / mg;RfD—引起非致癌风险的最大

暴露参考剂量(Reference dose),mg / (kg·d)。参照

美国 EPA 的综合风险信息数据库( IRIS)及相关文

献[10-12]确定各重金属元素的 SF 及 RfD,此次研究中

的金属 As、Cr、Cd、Ni 具有致癌健康风险,分别为

20. 7、56. 0、8. 4、1. 19;Hg、Pb、Mn、Sb、Se、Cu 具有慢

性非致癌风险,RfD 值分别为 1. 0 × 10 - 4、4. 3 ×10 - 4、3. 0 × 10 - 4、 3. 0 × 10 - 4、 1. 0 × 10 - 3、 2. 0× 10 - 3。

参照美国 EPA 的风险评价标准,当 HQ≤1 时,该类重金属元素的非致癌健康风险较低,可以忽略

不计;当 HQ >1 时,该重金属元素存在非致癌健康

风险。当 ILCR <10 - 6,可以认为该类重金属元素的终身致癌风险可忽略;若 ILCR 在 10 - 6 ~ 10 - 4之间,认为可能存在致癌风险;当 ILCR > 10 - 4时,可认为存在致癌的风险性较高[13]。1. 4　数据处理及统计方法　使用 Excel 2007 进行

数据录入及描述性分析。

2　结　果

2. 1　 PM2. 5中的重金属浓度特征　研究中地铁车站

空气 PM2. 5 中的 10 种重金属浓度范围从 0. 06ng / m3 ~ 49. 22 ng / m3。地铁车站空气 PM2. 5 中的浓

度从高到低的重金属元素依次为:Mn、Pb、Cu、As、


Sb、Se、Cr、Cd、Ni、Hg。地铁车站空气 PM2. 5中 Mn 浓

度是外环境空气 PM2. 5中 Mn 浓度的 3. 75 倍,Cr、Ni在地铁车站空气 PM2. 5中的浓度分别是外环境空气

PM2. 5中浓度的 2. 23 倍和 2. 12 倍(表 2)。

表 2　外环境及地铁车站空气 PM2. 5中 10 种重金属的质量浓度(ng / m3)Table 2　 Mass concentrations of ten heavy metals in airborne PM2. 5 from external environment and metro station(ng / m3)

重金属地铁车站外环境

x ± s(n = 6) 范围 x ± s(n = 3) 范围比值※

Mn 49. 22 ± 26. 96 13. 8 ~ 82. 05 13. 13 ± 2. 43 10. 42 ~ 15. 10 3. 75Cr 1. 47 ± 0. 75 0. 35 ~ 2. 42 0. 66 ± 0. 16 0. 55 ~ 0. 84 2. 23Cu 15. 77 ± 9. 79 4. 51 ~ 27. 08 9. 80 ± 1. 18 8. 70 ~ 11. 05 1. 61Pb 19. 54 ± 4. 37 13. 27 ~ 25. 38 14. 80 ± 3. 48 11. 30 ~ 18. 26 1. 32As 1. 77 ± 0. 18 1. 55 ~ 2. 03 1. 51 ± 0. 34 1. 16 ~ 1. 84 1. 17Se 1. 79 ± 0. 55 0. 92 ~ 2. 52 2. 30 ± 0. 63 1. 68 ~ 2. 94 0. 78Cd 1. 28 ± 0. 42 0. 75 ~ 1. 88 1. 45 ± 0. 42 1. 05 ~ 1. 89 0. 88Hg 0. 06 ± 0. 01 0. 05 ~ 0. 08 0. 05 ± 0. 01 0. 05 ~ 0. 06 1. 20Ni 1. 04 ± 0. 26 0. 74 ~ 1. 47 0. 49 ± 0. 21 0. 30 ~ 0. 72 2. 12Sb 1. 93 ± 0. 36 1. 41 ~ 2. 40 2. 25 ± 0. 52 1. 76 ~ 2. 80 0. 86

　　注:※为地铁车站空气 PM2. 5中金属浓度均值与外环境空气 PM2. 5中金属浓度均值的比值。

2. 2　 PM2. 5中重金属的健康风险评价　根据健康风

险评价模型计算出地铁车站空气 PM2. 5中的重金属

通过呼吸途径对成年男性、成年女性和儿童的终身

致癌风险值(ILCR)和非致癌风险值(HQ)。结果显

示对于地铁车站空气 PM2. 5 中的 4 种致癌重金属

Cr、As、Cd 和 Ni,当人群的每日暴露时间达到 5 h,重金属 Cr 对成年男性、成年女性和儿童的终身致癌风

险值分别为 1. 60 × 10 - 6、1. 39 × 10 - 6 和 1. 04 ×10 - 6,均 > 10 - 6,可能存在致癌风险;当每日暴露时

间达到 8 h,重金属 As 对成年男性终身致癌风险值

为 1. 14 × 10 - 6,可能存在致癌风险(表 3)。对于地铁车站空气 PM2. 5中的 6 种非致癌重金

属 Mn、Cu、Pb、Se、Hg 和 Sb,其对成年男性、成年女

性和儿童的非致癌风险值 HQ 均 < 1,提示对人体的

非致癌风险较小(表 4)。表 3　四种致癌重金属经呼吸途径对不同人群的致癌风险值

Table 3　 Cancer risks of populations exposed to fourcarcinogenic heavy metals via inhalation

重金属每日暴露时间(h)

人群

成年男性成年女性儿童

Cr 1 3. 19 × 10 - 7 2. 77 × 10 - 7 2. 08 × 10 - 7

3 9. 57 × 10 - 7 8. 31 × 10 - 7 6. 24 × 10 - 7

5 1. 60 × 10 - 6 1. 39 × 10 - 6 1. 04 × 10 - 6

8 2. 55 × 10 - 6 2. 22 × 10 - 6 1. 66 × 10 - 6

As 1 1. 42 × 10 - 7 1. 23 × 10 - 7 9. 25 × 10 - 8

3 4. 26 × 10 - 7 3. 69 × 10 - 7 2. 78 × 10 - 7

5 7. 10 × 10 - 7 6. 15 × 10 - 7 4. 63 × 10 - 7

8 1. 14 × 10 - 6 9. 84 × 10 - 7 7. 40 × 10 - 7

Cd 1 4. 15 × 10 - 8 3. 60 × 10 - 8 2. 70 × 10 - 8

3 1. 24 × 10 - 7 1. 08 × 10 - 7 8. 10 × 10 - 8

5 2. 08 × 10 - 7 1. 80 × 10 - 7 1. 35 × 10 - 7

8 3. 32 × 10 - 7 2. 88 × 10 - 7 2. 16 × 10 - 7

Ni 1 4. 81 × 10 - 9 4. 17 × 10 - 9 3. 13 × 10 - 9

3 1. 44 × 10 - 8 1. 25 × 10 - 8 9. 39 × 10 - 9

5 2. 41 × 10 - 8 2. 09 × 10 - 8 1. 57 × 10 - 8

8 3. 85 × 10 - 8 3. 34 × 10 - 8 2. 50 × 10 - 8

表 4　六种非致癌重金属经呼吸途径对不同人群的

非致癌风险值

Table 4　 Non-carcinogenic hazards risks of populationsexposed to six non-carcinogenic heavy metals via inhalation

重金属每日暴露时间(h)

人群

成年男性成年女性儿童

Mn 1 1. 48 × 10 - 3 1. 29 × 10 - 3 1. 61 × 10 - 3

3 4. 44 × 10 - 3 3. 87 × 10 - 3 4. 83 × 10 - 3

5 7. 40 × 10 - 3 6. 45 × 10 - 3 8. 05 × 10 - 3

8 1. 18 × 10 - 2 1. 03 × 10 - 2 1. 29 × 10 - 2

Cu 1 7. 14 × 10 - 5 6. 21 × 10 - 5 7. 74 × 10 - 5

3 2. 14 × 10 - 4 1. 86 × 10 - 4 2. 32 × 10 - 4

5 3. 57 × 10 - 4 3. 11 × 10 - 4 3. 87 × 10 - 4

8 5. 71 × 10 - 4 4. 97 × 10 - 4 6. 19 × 10 - 4

Pb 1 4. 11 × 10 - 4 3. 58 × 10 - 4 4. 46 × 10 - 4

3 1. 23 × 10 - 3 1. 07 × 10 - 3 1. 34 × 10 - 3

5 2. 06 × 10 - 3 1. 79 × 10 - 3 2. 23 × 10 - 3

8 3. 29 × 10 - 3 2. 86 × 10 - 3 3. 57 × 10 - 3

Se 1 1. 62 × 10 - 5 1. 41 × 10 - 5 1. 75 × 10 - 5

3 4. 86 × 10 - 5 4. 23 × 10 - 5 5. 25 × 10 - 5

5 8. 10 × 10 - 5 7. 05 × 10 - 5 8. 75 × 10 - 5

8 1. 29 × 10 - 4 1. 13 × 10 - 4 1. 40 × 10 - 4

Hg 1 5. 43 × 10 - 6 4. 73 × 10 - 6 5. 89 × 10 - 6

3 1. 63 × 10 - 5 1. 42 × 10 - 5 1. 77 × 10 - 5

5 2. 72 × 10 - 5 2. 36 × 10 - 5 2. 94 × 10 - 5

8 4. 34 × 10 - 5 3. 78 × 10 - 5 4. 71 × 10 - 5

Sb 1 5. 83 × 10 - 5 5. 07 × 10 - 5 6. 32 × 10 - 5

3 1. 75 × 10 - 4 1. 52 × 10 - 4 1. 89 × 10 - 4

5 2. 92 × 10 - 4 2. 53 × 10 - 4 3. 16 × 10 - 4

8 4. 66 × 10 - 4 4. 06 × 10 - 4 5. 06 × 10 - 4

3　讨　论

地铁交通已成为城市居民重要的交通方式之

一。作为地铁车站空气污染的其中一个健康问题,地铁车站空气颗粒物中重金属暴露引发的健康风

险也受到广泛的关注。地铁车站空气 PM2. 5中浓度

最高的前 3 位重金属元素分别是 Mn(49. 22 ng /m3)、Pb(19. 54 ng / m3)、Cu(15. 77 ng / m3)。与外环


境空气 PM2. 5中相应重金属的浓度相比,地铁车站空

气 PM2. 5中 Mn、Cr、Ni、Cu 的浓度分别是外环境的

3. 75 倍、2. 23 倍、2. 12 倍和 1. 61 倍,显示地铁车站

空气 PM2. 5中部分重金属的浓度高于外环境的浓度。地铁车站空气颗粒物中重金属的来源与当地环境

空气本底、列车铁轨等因素有关。其中,地铁列车

经过车站时车轮与轨道摩擦和冲击产生的颗粒物

是一个重要的来源。国内外的文献也有报道,赫尔

辛基、上海地铁站空气颗粒物中也富含 Mn、Cr、Ni、Cu 等重金属元素[14]。国外有研究对地铁环境空气

污染物的额外暴露剂量进行估算,发现人体如每天

在地铁站停留 30min,PM2. 5中 Mn 和 Cu 的日暴露剂

量分别增加 60%和 40% [15]。地铁车站空气中颗粒

物已成为人群重金属暴露的重要来源之一。国内针对地铁乘客人群的调查表明,地铁乘客

人群中平均每日在地铁内停留时间在 1 ~ 3 h 的占

94% ,平均每日在地铁内停留时间在 3 ~ 5 h 的占

6% ;地铁工作人员中,平均每日在地铁内停留时间

5 ~ 8 h 的占 44% ,平均每日在地铁内停留时间 8 h以上的占 56% [16]。 PM2. 5中的重金属元素可以通过

呼吸途径进入人体,对人体肺部细胞直接造成氧化

性损伤,也可以催化空气中的氧气产生活性氧

(ROS)或自由基,间接损伤人体肺部细胞,长期暴

露可能会引起呼吸和心血管系统等疾病甚至引发

致癌风险。研究开展的健康风险评估显示,如每日

在地铁内暴露时间达到 5 h 以上,重金属 Cr 对成年

男性、成年女性和儿童的终身致癌风险值均 > 10 - 6,当每日在地铁内暴露时间达到 8 h 以上,重金属 As对成年男性终身致癌风险值 > 10 - 6,可能存在致癌

风险。对于非致癌健康风险,地铁车站空气 PM2. 5中

的 Mn、Cu、Pb、Se、Hg 和 Sb 对人群的非致癌风险值

HQ 均远 < 1,存在的非致癌健康风险较小。由于健康风险评估受到众多复杂因素的影响,

使得评估过程中存在不确定性,评估结果只能是在

一定程度上估计风险的平均水平。对于长时间乘

坐地铁交通的人群,以及地铁车站工作人员可通过

佩戴口罩来进行空气颗粒物污染防护;地铁公司应

加强车站通行的管理,减少乘客在车站内的拥挤滞

留和地铁内停留时间,提升通行效率;对于地铁车

站工作人员可考虑合理安排班次,减少每班次时

间。地铁公司应不断完善地铁内的空调通风系统

管理,进一步优化车站的换气送风方式和强度,提升通风系统的换气对流效能,以及给通风系统安装

高效率的颗粒物过滤系统,以有效改善地铁空气质

量,保障人群的身体健康。

利益冲突　所有作者均声明不存在利益冲突

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(本文编辑:赵珣)


基金项目:中国烟草总公司郑州烟草研究院院长科技发展基金(322016CA0250)第一作者简介:赵俊伟,硕士,工程师,主要研究方向:烟草制品风险评估

通信作者:李翔,博士,高级工程师,Email:lixiang79ben@ sina. com

·论　著·

低剂量亚砷酸[As( III)]和卷烟烟气总粒相物联合作用对人肺癌 A549 细胞氧化应激的影响

赵俊伟,尚平平,华辰凤,李翔,谢复炜

中国烟草总公司郑州烟草研究院,郑州　 450001

摘要:目的　研究低剂量亚砷酸[As( III)]和卷烟烟气总粒相物( total particulate matter,TPM)联合作用对人肺癌

A549 细胞氧化应激的影响。方法　将人肺癌 A549 细胞分为 4 组:阴性对照组(含 0. 75%DMSO)、低剂量 As(III)单独作用组(0. 88 μg / mL,含 0. 75% DMSO)、卷烟烟气 TPM 单独作用组(75 μg / mL)和联合作用组[TPM 和 As(III)的浓度分别为 75、0. 88 μg / mL],染毒 24 h 后,采用 ELISA 法检测细胞上清液中超氧化物歧化酶(superoxide dismutase,SOD)和细胞内 8 -羟基脱氧鸟苷(8 - hydroxy - 2 - deoxyguanosine,8 - OHdG)的含量水平,采用荧光探针 DCFH - DA检测细胞内活性氧(reactive oxygen species,ROS)含量,采用 2 × 2 析因设计研究两者的交互作用。结果　与对照组

比较,联合作用组 SOD 浓度升高,差异有统计学意义(P < 0. 05);联合作用组、卷烟烟气 TPM 单独作用组 ROS 含量

均升高,差异均有统计学意义(P < 0. 05);联合作用组、低剂量 As(III)单独作用组 8 - OHdG 浓度均升高,差异均有

统计学意义(P < 0. 05)。析因分析结果表明,低剂量 As(III)和卷烟烟气 TPM 联合作用对 SOD、ROS 及 8 - OHdG 浓

度的影响均存在交互作用,对 SOD、ROS 的影响为协同作用,对 8 - OHdG 的影响为拮抗作用。结论　低剂量亚砷酸

[As(III)]和卷烟烟气 TPM 联合作用对肺癌 A549 细胞氧化应激的影响存在交互作用。关键词:亚砷酸[As(III)];总粒相物;氧化应激;交互作用


Effect of low dose arsenious acid combined with total particulate matterof cigarette smoke on oxidative stress in human lung cancer

cell line A549 cellsZHAO Junwei,SHANG Pingping,HUA Chenfeng,LI Xiang,XIE Fuwei

Zhengzhou TobaccoResearch Institute of China National Tobacco Corporation,Zhengzhou　 450001,ChinaCorresponding author: LI Xiang,Email: lixiang79ben@ sina. com

Abstract:　 Objective 　 To investigate the effect of low-dose arsenious acid solution ( As ( III)) combined with totalparticulate matter (TPM) from cigarette smoke on cellular oxidative stress in human lung cancer cell line A549 cells. 　Methods　 A549 cells were divided into four groups: negative control group (0. 75% DMSO),low dose As( III) group(0. 88% μg / mL,75% DMSO),cigarette smoke TPM group (75 μg / mL),and combined exposure group (75 μg / mL TPM,0. 88 μg / mL As ( III)). After 24 hours′ exposure, the superoxide dismutase ( SOD) level in cell culture medium andintracellular 8 - hydroxy - 2 - deoxyguanosine (8 - OHdG) content were detected by ELISA,and intracellular reactive oxygenspecies (ROS) level was detected by fluorescent probe DCFH - DA. 2 × 2 factorial design was used to evaluate theinteraction. 　 Results　 Compared with the control group,the level of SOD in the combined exposure group was significantlyincreased (P < 0. 05). In addition,the ROS content in the combined exposure group and TPM alone group was significantlyincreased (P < 0. 05). The levels of 8 - OHdG in the combined exposure group and low-dose As( III) treated group weresignificantly higher than those in the control group(P < 0. 05). The results of the factorial analysis showed that low-dose As(III) and TPM had interaction on SOD levels,ROS and 8 - OHdG contents in A549 cells. The effects on SOD and ROS were


synergistic,while the effect on 8 - OHdG was antagonistic. 　 Conclusion 　 Low-dose arsenious acid solution As( III) andTPM in cigarette smoke have interaction on oxidative stress in A549 cells.Keywords:Arsenious acid solution As(III);Total particulate matter (TPM);Oxidative stress;Interaction

　　砷是一种在自然环境中广泛存在的类金属元

素,具有致癌、致畸和致突变作用,被国际癌症研究

机构 ( International Agency for Research on Cancer,IARC)确定为 1 类致癌物[1]。砷对机体的毒性与暴

露量和化学形态密切相关,有机砷毒性小于无机

砷,在无机砷中以亚砷酸[As( III)]的毒性最为显

著[2]。体外细胞实验表明,无机砷暴露可引起氧化

应激的生物标志物如超氧化物歧化酶( superoxidedismutase,SOD)、活性氧 ( reactive oxygen species,ROS)和 DNA 氧化损伤标志物 8 - 羟基脱氧鸟苷(8- hydroxy - 2 - deoxyguanosine,8 - OHdG) [3] 的表达

量发生变化。体外研究发现卷烟烟气总粒相物

(total particulate matter,TPM)具有细胞毒性、遗传毒

性、细胞凋亡及氧化应激等体外毒性作用[4-7]。氧

化应激可能是卷烟烟气或砷暴露导致多种疾病的

主要机制之一[8]。肺是砷和卷烟烟气暴露的共同

靶器官之一,人肺癌 A549 细胞来源于肺癌组织,目前有关低剂量砷暴露和吸烟联合作用对体外培养

细胞氧化应激的影响研究鲜有报道。研究使用低

剂量 As( III)和卷烟烟气 TPM 联合作用于人肺癌

A549 细胞,通过检测细胞上清液中 SOD,细胞内

ROS 和 8 - OHdG,采用 2 × 2 析因设计法,从氧化应

激角度探讨两者的交互作用,以期为进一步深入研

究 As(III)和卷烟烟气 TPM 联合作用机制提供参考

依据。

1　材料与方法

1. 1　材料

1. 1. 1　细胞、试剂　 3R4F 参比卷烟(美国肯塔基

大学);人肺癌 A549 细胞(中国上海生科院细胞资

源中心);RPMI - 1640 基础培养基、胎牛血清(美国

Gibco 公司); Cu / Zn - SOD ELISA 试剂盒 (美国

Ebioscience 公司)。活性氧(ROS)检测试剂盒(上海碧云天生物技术有限公司);DNA 提取试剂盒(美国 Qiagen 公司),8 - OHdG ELISA 试剂盒 (美国

Trevigen 公司);亚砷酸[As(III)]溶液标准物质(中国计量科学研究院)。1. 2　实验方法

1. 2. 1　卷烟烟气 TPM 制备　将肯塔基 3R4F 参比

卷烟在温度(22 ± 1)℃,相对湿度(60 ± 3)% 的恒

温恒湿环境中平衡 48 h;按照标准抽吸模式(抽吸

容量 35 mL,每口抽吸 2 s,每 60 s 抽吸一口),于RM20H 转盘型吸烟机抽吸 20 支,用剑桥滤片捕集

卷烟烟气 TPM;捕集结束加入适量 DMSO,使卷烟烟

气 TPM 的终浓度为 10 mg / mL (母液), 分装冻

存,备用。1. 2. 2 　细胞培养　人肺癌 A549 细胞生长于含

10%胎牛血清、100 IU / mL 青霉素和 100 mg / mL 链

霉素的 RPMI - 1640 培养基中,于 37 ℃,5% CO2 的

培养箱中培养,待细胞进入对数生长期,用 0. 25%胰酶消化传代。1. 2. 3　细胞染毒　细胞接种密度为 1. 5 × 104 个 /孔,置于细胞培养箱内培养 24 h,移去培养基进行染

毒。选取 1 / 10 IC50 值[6] 的 As( III)即 0. 88 μg / mL

和 TPM 浓度为 75 μg / mL(细胞存活率约 80% ) [7],作为检测细胞培养液中的 SOD 浓度和细胞内 ROS和 8 - OHdG 的染毒剂量。进行 3 次独立实验,每个

浓度设 4 个平行孔。 TPM 经细胞培养液稀释至 75μg / mL,此时 DMSO 的浓度为 0. 75% (v / v),染毒时

将实验组和阴性对照组中 DMSO 的浓度补齐。按

照 2 × 2 析因设计的方法进行染毒:分别设阴性对照

组(TPM 浓度为0 μg / mL,As( III)浓度为 0 μg / mL和 0. 75% (v / v)的 DMSO),低剂量 As( III)单独作

用组( TPM 浓度为 0 μg / mL,As( III) 浓度为 0. 88μg / mL 和 0. 75% (v / v)的 DMSO),TPM 单独作用组

[TPM 浓度为 75 μg / mL,As(Ⅲ)为 0 μg / mL],联合

作用组[TPM 浓度为 75 μg / mL,As(III)浓度为 0. 88μg / mL],于 37℃,5% CO2 培养箱内孵育 24 h 进行

染毒。1. 2. 4　细胞上清液中 SOD 检测　清洗抗体包被板

2 次,每孔加入 100 μL 样品,并加入辣根过氧化酶

同源物稀释剂 50 μL /孔,室温条件下密封振荡 1 h;然后洗涤 3 次,加入基质溶液 100 μL /孔,避光振荡

10 min;加入终止液 100 μL /孔,酶标仪检测吸光度

值 OD(450)。1. 2. 5　细胞内 ROS 检测　染毒结束后,弃去细胞

培养液,每孔加入 50 μL 以无血清培养基稀释的浓

度为 10 μmol / L 的荧光探针 DCFH - DA,置于细胞

培养箱内培养 20 min,洗涤细胞 3 次,除去未进入细

胞的 DCFH - DA,之后每孔加入 50 μL 的无血清培

养基,用荧光 /化学发光检测仪检测荧光强度,激发

波长为 488 nm,发射波长为 525 nm。以荧光强度代


表细胞内 ROS 含量。1. 2. 6　细胞内 8 - OHdG 检测　染毒结束后,胰酶

消化收获细胞,用 DNA 提取试剂盒提取 DNA,经70%乙醇清洗后检测 DNA 浓度。根据 DNA 浓度,加入脱氧核糖核酸酶Ⅰ和碱性磷酸酶,获得 8 -OHdG 样品,将样品和 8 - OHdG 单克隆抗体各

25 μL加至抗体包被的 96 孔板中,密封并于 25℃孵

化 1 h,PBST 洗涤液清洗 4 次,加入 50 μL /孔的山

羊抗 -鼠 HRP 同源物,密封后于 25℃孵化1 h,洗涤

液清洗后加入 50 μL /孔的 TACS 基质液,室温下避

光孵化 15 min,加入 50 μL 的 0. 2 mol / L HCl 终止反

应,立即检测 OD(450)。1. 3　统计学方法　采用 SPSS 23. 0 进行统计学分

析,实验数据用均数 ±标准差( x ± s )描述,多组间

比较采用单因素方差分析,进一步进行组间两两比

较时采用 Dunnett - t 检验,运用 2 × 2 析因方差分析

方法分析低剂量 As( III) 和卷烟烟气 TPM 的交互

作用,以 P < 0. 05 为差异有统计学意义。

2　结　果

2. 1　细胞上清液中 SOD 浓度　低剂量 As( III)和卷烟烟气 TPM 单独或者联合作用对细胞上清液中

SOD 浓度的影响结果(表 1)。由表可知,联合作用

组的细胞上清液中 SOD 浓度升高,与对照组相比差

异有统计学意义(P < 0. 05)。细胞上清液中 SOD浓度的变化规律为:联合作用组 > 卷烟烟气 TPM 单

独作用组≥低剂量 As(III)单独作用组。表 1　低剂量 As(III)和卷烟烟气 TPM 联合作用

对细胞上清液中 SOD 浓度的影响

Table 1　 Effects of low - dose As(III) combined withtotal particulate matter in cigarette smoke on SOD

in cell culture medium染毒组别细胞上清液中 SOD 浓度(ng / mL)

对照组 0. 29 ± 0. 03

低剂量 As(III)单独作用组 0. 30 ± 0. 01

卷烟烟气 TPM 单独作用组 0. 33 ± 0. 04

联合作用组 0. 77 ± 0. 11*

　　注:*与对照组相比,P < 0. 05 为差异有统计学意义。

2. 2　细胞内 ROS 含量　低剂量 As( III)和卷烟烟

气 TPM 单独或者联合作用对细胞内 ROS 含量的影

响结果(表 2)。卷烟烟气 TPM 单独作用组和联合

作用组的细胞内 ROS 含量均升高,与对照组相比差

异均有统计学意义(P < 0. 05)。细胞内 ROS 含量

的变化规律为:联合作用组 >卷烟烟气 TPM 单独作

用组 >低剂量 As(III)单独作用组。

表 2　低剂量 As(III)和卷烟烟气 TPM 联合作用

对细胞内 ROS 含量的影响

Table 2　 Effects of low - dose As(III) combined with totalparticulate matter in cigarette smoke on intracellular ROS

染毒组别吸光度值(OD450)

对照组 1. 00 ± 0. 03低剂量 As(III)单独作用组 1. 01 ± 0. 03卷烟烟气 TPM 单独作用组 4. 22 ± 0. 80*

联合作用组 6. 17 ± 0. 50*

　　注:*与对照组相比,P < 0. 05 差异有统计学意义。

2. 3　细胞内 8 - OHdG 浓度　低剂量 As( III)和卷

烟烟气 TPM 单独或者联合作用对细胞内 8 - OHdG浓度的影响结果(表 3)。由表可知,低剂量 As(III)单独作用组和联合作用组的细胞内 8 - OHdG 浓度

升高,与对照组相比差异均有统计学意义 ( P <0. 05)。细胞内 8 - OHdG 浓度的变化规律为:低剂

量 As( III)单独作用组 > 联合作用组 > 卷烟烟气

TPM 单独作用组。表 3　低剂量 As(III)和卷烟烟气 TPM 联合作用

对细胞内 8 - OHdG 浓度的影响

Table 3　 Effects of low - dose As(III) combined with totalparticulate matter in cigarette smoke on intracellular 8 - OHdG染毒组别细胞内 8 - OHdG 浓度(ng / mL)

对照组 0. 67 ± 0. 05低剂量 As(III)单独作用组 0. 88 ± 0. 02*

卷烟烟气 TPM 单独作用组 0. 72 ± 0. 02联合作用组 0. 81 ± 0. 01*

　　注:*与对照组相比,P < 0. 05 差异有统计学意义。

2. 4　 2 × 2 析因设计分析低剂量 As( III)和卷烟烟

气 TPM 的交互作用　 2 × 2 析因设计[8] 方差分析结

果(表 4),由表可知,低剂量 As( III)和卷烟烟气

TPM 对细胞上清液中 SOD 浓度的升高存在交互作

用(F = 35. 06,P < 0. 05),且联合作用组 SOD 浓度

增加量(0. 48) >低剂量 As(III)和卷烟烟气 TPM 单

独作用组 SOD 增加量之和(0. 05),可判断该交互作

用方式是协同作用。低剂量 As( III) 和卷烟烟气

TPM 对细胞内 ROS 含量的升高存在交互作用(F =7. 27,P < 0. 05),且联合作用组的细胞内 ROS 含量

的增加量(4. 45) > 低剂量 As( III)组和卷烟烟气

TPM 组细胞内 ROS 含量的增加量之和(2. 89),由此可判断该交互作用方式是协同作用。低剂量 As(III)和卷烟烟气 TPM 对细胞内 8 - OHdG 浓度的升

高存在交互作用(F = 13. 12,P < 0. 05),且联合作用

组的细胞内 8 - OHdG 浓度增加量(0. 14) < 低剂量

As(III)组和卷烟烟气 TPM 组细胞内 8 - OHdG 浓度

增加量之和(0. 26),由此可判断该交互作用方式是

拮抗作用。


表 4　 2 × 2 析因设计方差分析结果

Table 4　 Results of 2 × 2 factorial design ANOVA处理因素上清液中 SOD 浓度 ROS 含量 8 - OHdG 浓度

A F = 37. 97a F = 8. 22a F = 81. 05a

B F = 49. 31a F = 143. 61a F = 0. 196A∗B F = 35. 06a F = 7. 27a F = 13. 12a

交互作用方式协同作用协同作用拮抗作用

　　注:A 为低剂量 As(III)单独作用;B 为卷烟烟气 TPM 单独作用;A∗B 为联合作用;a 标注的 F 值 P < 0. 05。

3　讨　论

研究结果显示,低剂量 As(III)单独作用组和卷

烟烟气 TPM 单独作用组的细胞上清液中 SOD 浓

度,与对照组相比均无显著改变,然而两者联合作

用时 SOD 浓度显著高于对照组。进一步分析发现,两者对细胞上清液中 SOD 浓度存在协同作用,表明

即使单独作用时均不能引起 SOD 浓度改变的低剂

量 As(III)和卷烟烟气 TPM,联合作用于细胞后仍然

能够引起 SOD 显著改变。王毅[9] 等采用高剂量亚

砷酸钠(20 μmol / L),染毒大鼠淋巴细胞 2 h,就能

够引起 SOD 浓度增加,基于前期研究获得As(III)的IC50值为 8. 8μg / mL,结合 1 / 10 的 IC50值可以作为研

究联合毒性时的低剂量的方法[6],采用低剂量 As(III)的浓度为 0. 88 μg / mL[10](1 / 10 IC50)(约 1. 18μmol / L)。

活性氧(ROS)是细胞有氧代谢反应的产物,生理状态下 ROS 的产生和清除维持在动态平衡中,细胞受到外源或内源性刺激后,这一平衡被打破,可致细胞发生氧化应激[11]。研究通过检测低剂量 As(III)和卷烟烟气 TPM 单独或联合诱导人肺癌 A549细胞 ROS 含量变化发现,卷烟烟气 TPM 单独作用

时细胞内 ROS 含量增加,与低剂量 As( III)联合作

用时细胞内 ROS 含量显著增加,并且高于卷烟烟气

TPM 单独作用时增加量之和,提示两者存在协同效

应。而低剂量 As(III)单独作用时细胞内 ROS 含量

没有显著改变,与杨萍[12]等采用不同剂量亚砷酸钠

短期处理人胚肺成纤维细胞后 ROS 表达增加的结

果不一致,可能原因是由于细胞种属、实验条件和

观察方法等存在差异所致。研究结果显示,As(III)单独作用组和联合作用

组的细胞内 8 - OHdG 浓度与对照组比较显著升高,而卷烟烟气 TPM 单独作用组的细胞内 8 - OHdG 浓

度没有显著改变,进一步研究发现,两者联合作用

对细胞内 8 - OHdG 存在拮抗作用。低剂量 As(III)染毒细胞后,SOD 和 ROS 的浓度与对照组比较,均没有显著变化,然而 8 - OHdG 与阴性对照比较显著

升高,提示低剂量 As(III)可引起 DNA 的氧化损伤。综上所述,研究使用低剂量亚砷酸[As(III)]和

卷烟烟气 TPM 联合作用于人肺癌 A549 细胞时,对SOD、ROS 和 8 - OHdG 3 个氧化应激指标均有交互

作用,其中对 SOD 和 ROS 的影响为协同作用,但是

对 8 - OHdG 的影响为拮抗作用。在低剂量砷暴露

的吸烟人群中,是否存在这种氧化应激指标的交互

作用,仍需进一步深入研究。利益冲突　所有作者均声明不存在利益冲突

参考文献

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烟气评价中的应用[ J] . 公共卫生与预防医学,2020,31(4):23-27.

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气的遗传毒性 [ J] . 公共卫生与预防医学,2018,29 ( 5 ):23-25.

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细胞氧化应激反应的实验研究 [ J] . 癌变·畸变·突变,2021,33(1):28-31.

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[12] 　杨萍,刘起展,李爱萍,等. 亚砷酸钠所致人胚肺成纤维细胞

增殖兴奋效应与氧化应激的关系[ J] . 中华劳动卫生职业病

杂志,2006,24(2):103-105.(收稿日期:2021-03-17)

(本文编辑:吴海平)


基金项目:湖北省科技计划项目(自然科学基金 2018CFC896);国家自然科学基金青年科学基金项目(81803297);湖北省卫生

计生委科研项目(WJ2017X013)第一作者简介:朱红,副主任医师,主要研究方向:寄生虫病预防与控制

通信作者:刘斯,主任医师,Email:liusi163@ 163. com;李石柱,博士,研究员,Email:lisz@ chinacdc. cn

·论　著·

湖北省山丘型血吸虫病流行区人群病情空间聚集性探测研究

朱红1,吴家利1,李博1,单晓伟1,肖瑛1,颜伏杰2,涂珍1,夏菁1,周晓蓉1,孙凌聪1,曹淳力3,刘斯1,李石柱3

1. 湖北省疾病预防控制中心,武汉　 430079;2. 湖北省荆州市松滋市疾病预防控制中心血吸虫病防治所;3. 中国疾病预防控制中心寄生虫病预防控制所,国家热带病研究中心

摘要:目的　了解在湖北省山丘型血吸虫病重点防控地区,人群病情小尺度空间聚集性探测的应用价值。方法　以

松滋市 2016—2018 年血吸虫病血清学检测阳性抗体效价在 1∶ 80 及以上(血阳高)病例、血吸虫病粪便检查阳性病例

(粪阳)为研究对象。以该市村级小尺度为研究单元,采用 Flexible 不规则空间扫描统计量,分别设定参数 K =2、K =6、K = 10 时,对人群病情进行空间聚集性探测分析。结果　松滋市 2016—2018 年未查出粪阳病例,血阳高病例分别

为 74 人、206 人、83 人;2016—2018 年血阳高病例均存在空间聚集性。 Flexible 不规则空间扫描统计分析探测到的聚

集区域随着设定不同 K 值的变化而发生变化。不同参数下扫描探测结果显示松滋市血吸虫病人群病情聚集区域主

要集中在老城镇、陈店镇、王家桥镇等最大似然聚集区的 3 个流行乡镇 40 个流行村。结论　 Flexible 不规则空间扫

描统计量探测出湖北省山丘型血吸虫病流行区的人群病情在村级小尺度上存在空间聚集性,今后需继续保持与巩

固血吸虫病监测、防控工作力度,早日实现全省血吸虫病消除目标。关键词:血吸虫病;空间聚集性分析;FleXScan中图分类号:R181. 3　文献标识码:A　文章编号:1006-2483(2021)04-0031-05　 DOI:10. 3969 / j. issn. 1006 -2483. 2021. 04. 007

Studying on detecting of spacial clusters of schistosomiasis japonicain mountainous and hilly areas,Hubei Province

ZHU Hong1,WU Jiali1,LI Bo1,SHAN Xiaowei1,XIAO Ying1,YAN Fujie2,TU Zhen1,XIA Jing1,ZHOU Xiaorong1,SUN Lingcong1,CAO Chunli3,LIU Si1,LI Shizhu3

1. Hubei provincial center for disease control and prevention,Wuhan　 430079,China;2. Station of Schistosomiasis Control,Songzi County Center for Disease Con-trol and Prevention,Songzi,Jingzhou,

Hubei 434200,China;3. National Institute of Parasitic Diseases,Chinese Center for Disease Control and Prevention,

Chinese Center for Tropical Diseases Research,Shanghai 200025,ChinaCorresponding author: LIU Si,Email:liusi163@ 163. com;LI Shizhu,Email:lisz@ chinacdc. cn

Abstract:　 Objective 　 To understand the application value of spacial clusters detection of human schistosomiasisepidemic,based on small scale level in heavy mountainous and hilly endemic areas,Songzi County,Hubei Province,China. 　Methods　 Positive results of human serological detection antibody titer equal or above 80,and positive schistosomiasis casesof fecal examination from 2016 to 2018 as research object in Songzi County. The flexible irregular space scan statistics wasused to analyse the spatial clustering analysis of human schistosomiasis epidemic in the heavy mountainous and hilly endemicareas,setting parameter K = 2,K = 6 or K = 10,respectively,based on small scale of village level in Songzi County. 　 Results　 There was none positive schistosomiasis cases of fecal examination in Songzi County from 2016 to 2018. The number ofhuman serological detection antibody titer equal or above 80 were　 74,206,83,from 2016 to 2018,respectively. There wasspatial clusters of positive of human serological detection antibody titer equal or above 80 for schistosomiasis cases in the


county from 2016 - 2018. Areas of flexible irregular space scan statistic in cluster detection changing with the change ofdifferent K values. Under different parameters of flexible irregular space scan statistic results show that the most likely clusterof 40 endemic villages in three towns,inculding Laocheng town,Chendian town and Wangjiaqiao town were the prominent. 　Conclusion　 There are spatial clusters of human schistosomiasis based on small scale of village level by flexible irregularspace scan statistic in mountainous and hilly endemic areas,Songzi County,Hubei Province. Therefore,the monitoring andcontrol of schistosomiasis should be consolidated in the future, in order to achieve schistosomiasis elimination in HubeiProvince at an early date.Keywords:Schistosomiasis;Analysis of spacial clusters;FleXScan

　　当前,全国血吸虫病疫情继续保持低度流行态

势,但在局部重点地区与区域,血吸虫病的传播风

险依然存在,防治工作中依然面临严峻挑战[1]。为

实现《“健康中国 2030”规划纲要》、《地方病防治专

项三年攻坚行动方案(2018—2020 年)》等防治规划

对血防工作提出更加精准的目标要求,对传播风险

发现的及时性与优化防控措施至关重要。湖北省

是我国血吸虫病重点流行省份之一,全省持续巩固

现有防治成果,并加强对防控、监测关键技术的研

究。研究采用空间流行病学方法对湖北省血吸虫

病山丘型重点流行县松滋市人群病情进行空间聚

集性分析,以期为湖北省在新形势下开展精准防控

措施提供科学依据。

1　对象与方法

1. 1　资料来源　 2016—2018 年,每年血吸虫病感

染季节后,湖北省松滋市血吸虫病规范化实验室对

流行村 6 ~ 65 岁常住居民,采用间接红细胞凝集试

验( Indirect hemagglutination test, IHA)检出血吸虫

病血清学阳性(血阳),包含 1∶ 10,1∶ 20,1∶ 40,1∶ 80,1∶ 160,1 ∶ 320 共 6 个抗体效价,其中对最高抗体效

价为 1∶ 80 及以上结果划分为血阳高病例。血清学

阳性者,采用尼龙绢袋集卵孵化法(Hatching)检出

血吸虫病病原学阳性(粪阳)病例。确定该市血阳

高病例、粪阳病例为研究对象。1. 2　实验室质量控制　省级血吸虫病规范化实验

室抽查复核血阳病例抗体效价、粪阳结果。1. 3　数据分析

1. 3. 1 　空间聚集性分析　根据 Flexible 不规则空

间扫描统计量,运用 FlexScan v3. 1. 2 软件[2] 对人群

血吸虫感染情况进行空间聚集性分析。选择

Poisson 模型,以年提取时间长度[3],采用限制性对

数似然比(Restricted log likelihood ratio,RLLR)对潜

在的空间聚集区进行探测和识别,计算 RLLR 值的 P值,获取最有可能存在聚集风险的区域(Most likelycluster,MLC)等,以 P < 0. 05 为聚集性具有统计学

意义。1. 3. 2　参数设置　根据聚集最多覆盖地理区域个

数不宜超过总研究区域数的 10% ~ 15%的原则,将空间聚集区域最大值设置为 K =2,同时分别选择不

同的聚集最多覆盖区域数量(K =6 和 K =10),分析

比较探测结果。1. 4　绘制聚集性分布图　采用地理信息系统软件

ArcGIS 10. 5 绘制聚集性分布图,分析、判断 Flexible不规则空间扫描统计量探测效果。

2　结　果

2. 1　松滋市疫情概况　松滋市位于湖北省西南部,隶属荆州市管辖。全市总面积223 5 km2,人口近

100 万,松滋市属于湖北省山丘型血吸虫病流行区,也是全省重点防治县(市、区)之一。截至 2018 年

底,全市共辖 16 个乡镇,其中有 14 个乡镇的 159 个

行政村流行血吸虫病。全市 2016—2018 年未查出

粪阳病例,血阳高病例分别为 74 人、206 人、83 人;血检阳性率分别是 2. 15% 、2. 02% 、1. 73% (图 1)。2. 2　时空聚集性分析

2. 2. 1　设定参数 K = 2 　 2016—2018 年血阳高病

例均存在空间聚集区。 2016 年探测到 3 个聚集区,其中以覆盖了流行乡镇老城镇的 11 个流行村区域

为最大似然聚集区(RLLR = 7. 35,P < 0. 01);2017年探测到 3 个聚集区,其中以覆盖了陈店镇、老城镇

等 2 个流行乡镇 18 个流行村的区域为最大似然聚

集区(RLLR = 34. 51,P < 0. 01);2018 年探测到 3 个

聚集区,其中以覆盖了流行乡镇王家桥镇的 22 个流

行村区域为最大似然聚集区(RLLR = 10. 25,P <0. 01)(表 1)。2. 2. 2　设定参数 K = 6 　 2016—2018 年血阳高病

例均存在空间聚集区。 2016 年探测到 2 个聚集区,其中最大似然聚集区增加了陈店镇、南海镇、王家

桥镇等 3 个流行乡镇的 50 个流行村, (RLLR =19. 98,P < 0. 01);2017 年探测到 2 个聚集区,其中

最大似然聚集区增加了南海镇、王家桥等 2 个流行

乡镇的 43 个流行村(RLLR = 91. 13,P < 0. 01);2018年探测到 1 个聚集区,最大似然聚集区增加了陈店

镇、老城镇、南海镇等 3 个流行乡镇的 39 个流行村

(RLLR = 32. 86,P < 0. 01)(表 1)。


图 1　松滋市血吸虫病流行概况

Figure 1　 Schistosomiasis endemic areas in Songzi County,Hubei Province

表 1　 2016—2018 年湖北省松滋市血吸虫病人群病情空间扫描聚集性分析(FleXScan)结果Table 1　 Results of space scanning cluster analysis(FleXScan)of human schistosomiasis in Songzi County,

Hubei Province from 2016 to 2018

年份 K 值聚集类型观察数(例)

预期数(例)

相对危险度

对数似然比

P 值最大距离(km)

聚集区覆盖乡镇数(个)

聚集区覆盖流行村数(个)

2016 2 最大似然聚集区 12 3. 30 3. 64 7. 35 0. 001 0. 00 1 11第二似然聚集区 15 5. 22 2. 87 6. 79 0. 004 0 6. 68 2 16第三似然聚集区 18 7. 11 2. 53 6. 78 0. 004 0. 00 1 21

6 最大似然聚集区 45 19. 14 2. 35 19. 98 0. 001 25. 77 4 61第二似然聚集区 15 5. 22 2. 87 6. 79 0. 011 6. 68 2 16

10 最大似然聚集区 63 31. 45 2. 00 28. 89 0. 001 41. 53 7 942017 2 最大似然聚集区 56 16. 07 3. 48 34. 51 0. 001 10. 66 2 18

第二似然聚集区 62 19. 80 3. 13 33. 76 0. 001 0. 00 1 21第三似然聚集区 34 13. 20 2. 57 12. 53 0. 001 0 0. 00 1 13

6 最大似然聚集区 145 52. 45 2. 76 91. 13 0. 001 25. 77 4 61第二似然聚集区 34 13. 20 2. 57 12. 53 0. 001 0 0. 00 1 13

10 最大似然聚集区 190 86. 70 2. 19 116. 92 0. 001 41. 53 7 942018 2 最大似然聚集区 20 6. 50 3. 08 10. 25 0. 001 0. 00 1 22

第二似然聚集区 20 7. 76 2. 58 7. 74 0. 001 0. 00 1 21第三似然聚集区 12 3. 69 3. 25 6. 29 0. 006 0. 00 1 11

6 最大似然聚集区 56 20. 83 2. 69 32. 86 0. 001 0 25. 77 4 6110 最大似然聚集区 78 43. 43 1. 80 35. 33 0. 001 41. 53 8 109


2. 2. 3　设定参数 K = 10　 2016—2018 年血阳高病

例均存在 1 个最大似然聚集区。 2016 年增加了陈

店镇,南海镇,涴市镇,王家桥镇,杨林市镇,纸厂河

镇等 6 个流行乡镇 83 个流行村(RLLR = 28. 89,P <0. 01);2017 年增加了南海镇,涴市镇,王家桥镇,杨林市镇,纸厂河镇等 5 个流行乡镇的 76 个流行村

(RLLR = 116. 92,P < 0. 01);2018 年增加了陈店镇,

老城镇,南海镇,涴市镇,新江口镇,杨林市镇,纸厂

河镇等 7 个流行乡镇的 87 个流行村 ( RLLR =35. 33,P < 0. 01)(表 1)。2. 3　聚集性分布图　不同参数下扫描探测结果显

示松滋市血吸虫病人群病情聚集区域主要集中在

老城镇、陈店镇、王家桥镇等最大似然聚集区的 3 个

流行乡镇 40 个流行村(图 2)。

图 2　松滋市 2016—2018 年血吸虫病人群病情聚集性分布风险图

Figure 2　 Risk distribution map of spatial clusters for human schistosomiasis epidemic in Songzi County,Hubei Province from 2016 to 2018

3　讨　论

湖北省血吸虫病流行区主要分布于长江中下

游地区,历来是我国防治血吸虫病重点流行省份之

一。全省有 10 个地市的 60 个县(市、区)与 3 个省

直管县级市为血吸虫病流行区,受威胁人口近千

万。其中以山丘型流行区为主的地区包括松滋、东宝、京山等 9 个县(市、区),共有钉螺面积 2479. 88万 m2,占全国山丘型钉螺总面积的 13. 11% ,位居全

国第三[1]。松滋市超过全省山丘型钉螺总面积的

四分之一,且市域处于平原和丘陵结合地区,地形

西高东低,西北部和中部为广阔的丘陵岗地,钉螺

孳生环境较为复杂,也是湖北省血吸虫病重点防治

地区之一。经过积极防治,全市于 2013 年实现血吸

虫病传播控制标准[2]。研究结果显示松滋市 2016—2018 年血检阳性

率接近全省同时段平均血阳率[3],空间扫描探测结

果 2016—2018 年均显示了该地区的人群病情在空

间上存在聚集性:分别设定参数 K = 2、K = 6、K = 10时,Flexible 不规则空间扫描统计分析探测到的聚集

区域随着设定不同 K 值的变化而发生变化。不同

参数下扫描探测结果显示松滋市血吸虫病人群病

情聚集区域主要集中在老城镇、陈店镇、王家桥镇

等最大似然聚集区的 3 个流行乡镇 40 个流行村。说明该地区仍存在一定范围的风险区域,这提示今

后应继续对该地开展落实各项血防监测工作,及时


掌握其流行特征,做好聚集区的监测与预警工作。多数研究表明,对于非圆形、不规则的聚集性

区域,Flexible 不规则扫描统计量较 Kulldorff 圆形扫

描统计量探测出的区域更接近于实际区域[4-5]。在

前期研究基础上[6],尝试运用 FleXScan 形状不规则

的扫描窗口统计方法,在湖北省血吸虫病山丘型重

点流行区进行小尺度空间聚集性扫描探测,结果显

示此区域的人群病情在村级小尺度上存在空间聚

集性。由于其局限性在于目前尚未能实现在时间

与空间两个维度的聚集性探测,因此运用了提取时

间长度的方法,以实现对病情数据的时空扫描统计

分析。根据湖北省山丘型重点流行区空间聚集性分

析结果,提出以下工作启示:(1)继续实施以传染源

控制为主的综合防治策略;(2)继续加大血吸虫病

监测工作力度[7-11],落实、完成好各项防控措施;(3)积极运用空间统计学方法等现代化信息技术,为精

准防治提供技术支撑。空间流行病学的空间分析

方法已越来越广泛地被应用于血吸虫病防治领域,为其探索疾病的空间聚集性、影响因素等提供更有

力的研究工具[12-14]。为进一步提高空间流行病学在

血防领域的运用,满足实际监测工作与预警时效性

的需求,需从更大范围、更长时间跨度收集疫情与

监测数据信息资料,并合理利用空间统计学方法,对现有疫情信息数据进行深入挖掘与分析,以辨识

高风险区域的地理目标,进而为实施精准血防、制定针对性强的干预措施提供线索与依据,助力全省

早日实现消除血吸虫病目标[15-17]。与此同时,相关

研究结果均提示了湖北省人群病情存在空间聚集

性,其聚集性原因分析及加强分子生物学诊断方

法[18-19]等干预措施将有待于在未来开展相关研究

时继续予以探讨。利益冲突　所有作者均声明不存在利益冲突

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(收稿日期:2021-03-24)(本文编辑:刘杨铭)


基金项目:广州市医药卫生科技项目(20201A011063);广州市科技计划项目(202102080205)第一作者简介:宋韶芳,硕士研究生,副主任医师,主要从事食源性疾病与食品安全评价工作

·论　著·

广州市居民膳食主要邻苯二甲酸酯类物质暴露水平及其风险评估

宋韶芳,陈坤才,刘于飞,张维蔚,李燕,张玉华,黄婕,王燕燕,潘心红,李美霞

广州市疾病预防控制中心食源性疾病与食品安全风险监测部,广州　 510440

摘要:目的　通过检测广州市日常消费食品中邻苯二甲酸二丁酯(DBP)、邻苯二甲酸二(2 - 乙基)己酯(DEHP)、邻苯二甲酸二异丁酯(DIBP)的含量,评估居民膳食中该类物质的暴露水平并进行初步风险评估。方法　在全市采集

10 类食品共 200 份,采用气相色谱 -质谱法检测食品中的 DBP、DEHP 及 DIBP 含量,结合居民食物消费量,计算 10类食品中该类物质的暴露水平,采用危险商和危险指数评价该地区膳食来源的该类物质的累积风险效应。结果　10 类食品中 DBP、DEHP 及 DIBP 的最高含量分别为 1. 256,1. 418,0. 576mg / kg,肉类及制品、蛋类及制品和水产类及

制品等该类物质相对较高;日暴露量分别为 2. 431、5. 981、2. 408μg / kg·d;危险商分别为 0. 243、0. 125、0. 025,累积暴

露危害指数为 0. 393。结论　广州市 10 类食品中 DBP、DEHP 及 DIBP 的含量处于较低水平,当地居民经膳食摄入该

类物质的健康风险累积暴露水平处于安全范围内。但肉类及制品、蛋类及制品和水产类及制品等食品的该类物质

的普遍污染还是值得关注。关键词:居民;食品;邻苯二甲酸酯类;膳食暴露评估


Dietary exposure assessment of phthalic acid esters in Guangzhou residentsSONG Shaofang,CHEN Kuncai,LIU Yufei,ZHANG Weiwei,LI yan,ZHANG Yuhua,HUANG Jie,

WANG Yanyan,PAN Xinhong,LI MeixiaDepartment for Foodborne Disease and Food Safety Surveillance,Guangzhou Center for Disease Control

and Prevention,Guangzhou　 510440,China

Abstract:　 Objective　 To understand phthalic acid esters pollution of daily consumed food in Guangzhou City,and evaluatethe hazard of phthalic acid esters exposure in residents dietary. 　 Methods　 Detected the content of phthalic acid esters in10 types of food by gas chromatography-mass spectroscopy(GC - MS)methods. It combined with a survey on dietary nutrientsintake of Guangzhou residents was conducted. Hazard index on the dietary exposure assessment of chemicals in food wasapplied. 　 Results　 It showed that the highest levels of DBP,DEHP and DIBP,from the mixed diet samples in Guangzhouwere 1. 256,1. 418,0. 576 mg / kg respectively; and the exposure level of DBP, DEHP and DIBP were 2. 431、 5. 981、2. 408μg / kg. d;HQ was respectively 0. 243、0. 125、0. 025. HI was 0. 393. 　 Conclusion 　 The dietary contamination ofphthalic acid esters for Guangzhou was kept at a low level. But the pollution of 3 kinds of mixed samples such as meats,eggs,aquatic and products may be a certain risk of health that should attract more attention.Keywords: Resident;Food;Phthalic acid esters;Dietary exposure assessment

　　邻苯二甲酸酯类( phthalic acid ester,PAEs)是

一种无色透明粘稠液体,有特殊气味,不溶于水,易溶于有机溶剂。其作为增塑剂广泛应用于工业中,添加到高分子塑料如聚氯乙烯、聚乙烯等,以增强

其弹性和耐用性。而这类塑料制品常用于食品包

装、化妆品、玩具、医疗器械和建材等各领域。常见

的 PAEs 有邻苯二甲酸二丁酯(DBP)、邻苯二甲酸

二乙酯 ( DEP)、邻苯二甲酸二 (2 - 乙基) 己酯

(DEHP)、邻苯二甲酸二异丁酯(DIBP)等 30 多种。PAEs 与塑料中的聚合物以非共价键形式结合,


会随着塑料老化、温度变化以及时间推移逐渐释放

至环境中,逐渐向食品中迁移,导致食品污染[1]。几乎所有食品均有不同程度的 PAEs 污染,主要来

自土壤环境、加工运输、包装材料等。食品中检出

率、含量较高的 PAEs 有 DBP、DEHP 和 DIBP 等[2]。DBP、DEHP、DIBP 具有相同的毒理机制,可通过呼

吸道,肠道等途径迅速吸收代谢,在体内迅速发生

水解、氧化等一系列反应,生成各种邻苯二甲酸酯

类代谢产物[3],其结构与内源性雌激素有一定相似

性,发挥类似雌激素作用,具有内分泌干扰特性和

生殖毒性[4],引发甲状腺功能受损[5]、肥胖[6] 和血

脂异常[7]等;与卵巢癌、子宫内膜癌及乳腺癌等生

殖疾病密切相关[8-10]。膳食是人群 PAEs 暴露的主要途径,DBP、DEHP

和 DIBP 是主要暴露的 PAEs[11]。然而不同地区各

类产品中 PAEs 含量以及人群饮食习惯不同,导致

不同地区的人群 PAEs 膳食暴露水平存在一定差

异。广州市经济发展迅速,当地饮食习惯具有岭南

饮食文化特色。通过检测当地居民日常食物中的

10 类食品 PAEs 的含量,评估 PAEs 在该地居民膳食

暴露风险,为进一步开展食品安全风险监测和制定

完善的改善措施提供科学数据。

1　材料与方法

1. 1　样品采集及处理　按照《全国食品安全风险

监测工作手册》中规定的采样要求,2020 年广州市

疾病预防控制中心在各个调查点附近的农贸市场

或超市采集当地居民日常食物样品,共采集 200 份

谷物类、豆类与坚果、薯类、肉类、蛋类、水产类、乳类、蔬菜类、水果类和饮料类 10 类食品样品。参照

当地饮食习惯对样品进行烹饪加工,然后混匀分别

装入玻璃样品瓶中,贴上标签,置于 - 20℃ 冰箱中

备用。1. 2　膳食样品中 PAEs 含量的测定　样品的前处

理参照文献[12-13]方法,将处理好的样品采用气相色

谱 -质谱方法进行分析。在确定的色谱和质谱分

析条件下,分别对试样和标准系列溶液进行分析,以定量离子的峰面积对被测组分的质量浓度进行

回归分析。 PAEs 绘制标准曲线的线性关系良好。1. 3　膳食调查方法　参照《中国居民营养与健康

状况监测工作手册》,采用多阶段分层随机抽样方

法,在广州市抽取 7 个区的1 000户家庭,合计3 000

人,进行食物消费量调查,采用 3d 24h 膳食回顾法

和称重法获得膳食消费数据[14],结果以每标准人日

表述(标准人是指 18 岁从事极轻体力活动的成年

男子)。1. 4　评估方法　摄入量评估目前常用平均暴露量

的点评估模型 EXP = C∗MBW , 其中 C—样品中邻苯

二甲酸酯的含量(mg / kg);M—食物消费量( g / d);BW—平均体重(kg)。

评价具有相同毒性机制的 PAEs 的累积风险效

应采用危险商(HQ)和危险指数(HI) [15]。危险商

(HQ) = EXP / GV;危害指数(HI) = HQDBP + HQDEHP +HQDIBP,其中 EXP—单个 PAE 的暴露剂量;GV—PAE相应的安全限值。当 HI < 1 时,说明 PAEs 的累积暴

露处于很小概率的风险水平;当 HI 值≥1 时,说明膳

食来源 PAEs 的累积暴露可能存在健康风险。

2　结　果

2. 1　膳食样品中 PAEs 的含量　广州市膳食样品

中 PAEs 的含量检测结果(表 1)。 DBP、DEHP、DIBP在肉类及其制品、蛋类及其制品和水产类及其制品

3 类食品的污染相对较高,最高含量分别为 1. 256,1. 418,0. 576mg / kg。但其在蔬菜类和谷物等未检

出或检出值比较低(表 1)。表 1　广州市居民膳食消费量均值(g)和样品中

PAEs 的检出情况(mg / kg)Table 1　 Average dietary consumption(g) of Guangzhou

residents and detection of PAEs in samples(mg / kg)食物类别消费量均值 DBP DEHP DIBP

谷物 248. 7 0. 000 0. 000 0. 021

豆类及坚果 20. 3 0. 095 0. 000 0. 000

薯类 12. 6 0. 330 0. 945 0. 355

肉类 193. 5 0. 328 1. 316 0. 481

蛋类 38. 5 1. 256 1. 418 0. 576

水产类 60. 5 0. 443 0. 368 0. 246

乳类 75. 6 0. 000 0. 092 0. 020

蔬菜类 289. 2 0. 000 0. 022 0. 000

水果类 56. 0 0. 021 0. 038 0. 054

饮料类 98. 0 0. 000 0. 000 0. 000

2. 2 　膳食中 PAEs 的日暴露量和危险商(HQ) 　DEHP 的每日暴露量为 5. 981μg / kg,比其他二者大。欧洲食品安全局给出的 DBP、DEHP 和 DIBP 的安全

限值(GV)分别为 10、48 和 98μg / kg. d[16-18],广州市

居民 DBP、DEHP 和 DIBP 的每日暴露量均低于安全

限值。 3 种物质相比,DBP 的 HQ 比较大,其次是


DEHP。 DBP 主要暴露来源依次是肉类、蛋类和水

产类,分别为 1. 058、0. 806、0. 447μg / kg. d ;DEHP的主要暴露来源依次是肉类、蛋类和水产类,分别

为 4. 244、0. 910、0. 371μg / kg. d(表 2)。

表 2　广州市居民膳食 PAEs 的每日暴露量(μg / kg)和危险商(HQ)Table 2　 Daily exposureof dietary PAEs (μg / kg) and hazard quotient (HQ) in Guangzhou residents

食物类别DBP DEHP DIBP

日暴露量 HQ 日暴露量 HQ 日暴露量 HQ

谷物 0. 000 0. 000 0. 000 0. 000 0. 088 0. 001

豆类及坚果 0. 032 0. 003 0. 000 0. 000 0. 000 0. 000

薯类 0. 069 0. 007 0. 198 0. 004 0. 075 0. 001

肉类 1. 058 0. 106 4. 244 0. 088 1. 551 0. 016

蛋类 0. 806 0. 081 0. 910 0. 019 0. 370 0. 004

水产类 0. 447 0. 045 0. 371 0. 008 0. 248 0. 003

乳类 0. 000 0. 000 0. 116 0. 002 0. 026 0. 000

蔬菜类 0. 000 0. 000 0. 106 0. 002 0. 000 0. 000

水果类 0. 019 0. 002 0. 036 0. 001 0. 050 0. 001

饮料类 0. 000 0. 000 0. 000 0. 000 0. 000 0. 000

合计 2. 431 0. 243 5. 981 0. 125 2. 408 0. 025

　　 HI = 0. 243 + 0. 125 + 0. 025 = 0. 393DBP、DEHP 和 DIBP 的 HQ 值均 < 1,说明广州

市居民对于 DBP、DEHP 和 DIBP 的暴露量均处于安

全水平。而且上述 3 种物质的累积暴露危险指数

(HI)为 0. 393, < 1,说明广州市居民对于这 3 种邻

苯二甲酸酯的累积暴露水平在相对安全范围内。

3　讨　论

近年来,PAEs 的慢性毒性已引起国际社会广泛

关注,目前已开展了一系列膳食来源 PAEs 暴露评

估研究。如 Gerhard HY[19] 等评估了德国人群膳食

途径摄入 DEHP 的水平。结果显示,部分人群 PAEs的膳食每日暴露量较高,已经接近每日最大耐受量

或参考剂量等安全限值。有学者在国内开展了食

品中 PAEs 的暴露水平[20], 发现 DBP、 DIBP 和

DEHP 等物质在食物中暴露量相对较高,暴露水平

接近甚至超过每日耐受摄入量值。研究显示 DBP、DEHP、DIBP 在肉类、蛋类和水

产类及其制品的含量比其他食品种类高,与深圳

市、厦门市居民食品塑化剂暴露风险的研究[21-22] 结

果相似。可能 PAEs 是脂溶性物质,容易蓄积在脂

肪含量高的食品中,如蛋、畜禽肉类等,故在该类食

品的含量会比较高。通过当地居民膳食消费计算食品中这 3 种

PAEs 的摄入量,发现肉类、蛋类和水产品为主要暴

露来源,并且 DEHP 每日暴露量比 DBP、DIBP 大。

但与国内其他城市[21] 相比,广州市膳食中 PAEs 的

每日暴露量处于较低水平。主要原因是烹调加工

可能会降低食物中的 PAEs 含量[22],而其他研究报

道多为市场生食品。研究显示 DBP、DEHP、DIBP 危险商和危险指数

< 1,说明广州市居民膳食途径该类物质的累积暴露

水平处于安全范围。虽然广州市膳食中 PAEs 污染

处于较低的水平,但随着 PAEs 使用的日益增多,进入食物链的 PAEs 也会逐渐增多。应进一步采取措

施减少食品中 PAEs 的污染,如严格控制农贸市场

和超市塑料食品包装接触材料的使用,加强水产品

运输过程中塑料容器的管理等,以降低食物中的

PAEs 水平。该研究主要开展广州市居民日常消费量较大

的 10 类食品中的关注度较高的 3 种 PAEs,后续将

在加大样品量的基础上,进一步扩大检测 PAEs 种

类和覆盖所有膳食种类,使检测数据更具代表性,使结果更具有参考价值。利益冲突　所有作者均声明不存在利益冲突

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scientific panel on food additives,flavourings,processing aids and

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(收稿日期:2021-06-21)

(本文编辑:刘杨铭)

最新发布《公共卫生与预防医学》期刊影响因子 1. 985

　　据刚发布的 2020 年版《中国科技期刊引证报告》数据,《公共卫生与预防医学》期刊 2020 年最新扩展影

响因子为 1. 985(2019 年 1. 826)。核心影响因子 1. 241,位列预防医学与公共卫生综合类核心期刊排名第四

位。同时我刊连续被收录为“中国科技核心期刊”。我刊继 2019 年被 WHO 西太区医学索引 ( WPRIM) 收录后, 又入选美国《乌利希期刊指南》

(ULRICHSWEB)和日本科学技术振兴机构数据库(JST)。随着我刊广泛入选国内外知名科学技术、生物医

学数据库,将会逐步提升我刊的学术影响力和著作人的显示度。同时对一直以来领导、关爱我刊发展的主管、主办单位、编委会,支持与帮助我刊的编委和审稿专家、广

大读者和作者表示衷心的感谢。(本刊编辑部)


第一作者简介:李艳花,主管护师,主要从事食源性疾病监测与公共卫生管理工作

通信作者:张元震,副主任药师,Email:757952535@ qq. com

·论　著·

2013—2019 年济南市成人食源性腹泻病例病原体监测

李艳花,刘敏,赵丽婷,郑莉,栾玮玮,张元震

山东第一医科大学附属省立医院,济南　 250021

摘要:目的　了解 2013—2019 年济南市成人食源性腹泻病例的流行病学特征,为济南市食源性疾病防控提供参考依

据。方法　采用 SPSS 21. 0 软件,对济南市食源性疾病监测哨点医院报告的 1 513 例成人腹泻病例病原体检测结果

进行统计分析。结果　成人食源性腹泻疾病致病原检出率为 46. 07% ;细菌感染检出率为 30. 60% ,以大肠埃希菌为

主;诺如病毒感染检出率为 20. 29% ,以 GⅡ基因型感染为主;细菌 - 病毒感染检出率为 4. 82% 。不同季度( χ2 =11. 894,P = 0. 008)间病原检出率差异均具有统计学意义,第 2、3、4 季度以细菌感染为主,第 2 和第 4 季度以病毒感

染为主;病原体检出率较高的食品居前 3 位的分别为肉及肉制品(18. 77% )、混合食品(14. 83% )和水果类及其制品

(14. 35% )。结论　济南市成人食源性腹泻病原体检出率相对较高,建议增加哨点监测医院,根据季节变化、不同年

龄组和暴露食品,制定相应的食源性腹泻疾病防控措施。关键词:食源性腹泻;病原体;成人


Study on pathogen surveillance of adult foodborne diarrhea casesin Jinan in 2013 -2019

LI Yanhua,LIU MIN,ZHAO Liting,ZHENG LI,LUAN Weiwei,ZHANG YuanzhenShandong Provincial Hospital Affiliated to Shandong First Medical University,Jinan　 250021,China

Corresponding author: ZHANG Yuanzhen,Email: 757952535@ qq. com

Abstract:　 Objective　 To analyze bacterial epidemiological characteristics of adult foodborne diarrhea cases in Jinan from2013 to 2019,and to provide references for the prevention and control of foodborne diseases. 　 Methods　 Using SPSS 21. 0,the pathogen detection results of 1 513 adult diarrhea cases reported by the foodborne disease surveillance sentinel hospital inJinan was analyzed. 　 Results 　 The positive detection rate of the pathogen of foodborne diarrhea in adults was 46. 07% .Among these,the positive rate of bacterial infection was 30. 60% ,mainly Escherichia coli; the positive rate of norovirusinfection was 20. 29% , and the main infection genotype was GⅡ; and the positive rate of bacterial-virus infection was4. 82% . The difference in pathogen positive detection rates in different quarters was statistically significant (χ2 = 11. 894,P =0. 008). Bacterial infection was the main factor during the second to the fourth quarters,while viral infection became criticalin the second and the fourth quarters. The top three suspected exposure foods were meat and meat products (18. 77% ),mixed foods (14. 83% ),and fruits and their products (14. 35% ). 　 Conclusion 　 The positive rate of adult foodbornediarrhea pathogens in Jinan is relatively high. It is recommended to increase sentinel monitoring hospitals. At the same time,the foodborne disease prevention and control measures should be developed based on seasonal changes,different age groups,and different characteristics of exposed food.Keywords:Foodborne diarrhea;Pathogen;Adult

　　腹泻是食源性疾病最常见症状,全球每年约

5. 5 亿人罹患食源性腹泻,其带来的疾病负担占所

有食源性疾病负担的 50% 以上[1]。食源性腹泻通

常是因进食受诺如病毒、弯曲杆菌、非伤寒沙门菌


和致病性大肠杆菌污染的生的或未煮熟的肉、蛋、新鲜农产品和乳制品所致[1]。既往研究多为针对

儿童腹泻的监测和分析[2-6],引起成人腹泻病原普

及其流行特征的研究较少。 2011 年全国初步建立

起食源性疾病监测网络体系,2013 年济南市开始承

担食源性疾病主动监测任务,并确定两家医院(其中 1 家三甲综合医院,1 家儿童医院)为该市食源性

疾病监测哨点医院。对济南市哨点医院 2013—2019 年主动监测的成人食源性腹泻病例病原体流

行特征进行分析,为进一步改进食源性腹泻防控策

略提供科学依据。

1　对象与方法

1. 1　对象　收集该哨点医院 2013—2019 年成人食

源性腹泻疾病主动监测病例,包括患者基本信息、可疑食品信息、生物标本信息及标本检验结果等。1. 2　研究方法

1. 2. 1　符合以下 5 个条件则可纳入食源性疾病病

例:(1)年龄≥18 周岁;(2)患者主诉或临床医生认

为怀疑由进食引起,以腹泻症状为主的就诊病例;(3)24 h内腹泻次数≥3 次,且粪便性状异常;(4)排除暴发病例,仅纳入散发病例;(5)排除标本类型为

血液和呕吐物的病例,仅纳入标本类型为粪便和肛

拭子的病例。1. 2. 2　监测的病原体包括　沙门氏菌、志贺菌、副溶血弧菌、致泻性大肠埃希菌和诺如病毒。本院负

责收集信息,采集标本,进行细菌(沙门菌、志贺菌、副溶血弧菌)阳性初筛,初筛后送济南市疾病预防

控制中心进行复核。济南市疾病预防控制中心负

责致泻性大肠埃希菌、诺如病毒核酸检测。1. 3　统计分析　采用 Excel 2007 软件进行数据整

理,使用软件 SPSS 21. 0 进行统计分析。 P < 0. 05为有统计学意义。

2　结　果

2. 1　基本情况　 2013—2019 年共采集标本 1 513份。 1 513 例病例中,男性病例 707 例(46. 73% ),女性 806 例 (53. 27% );18 ~ 29 岁年龄组 543 例

(35. 89% ),30 ~ 39 岁年龄组 396 例(26. 17% );学生、干部职员、家务及待业人员分别占 9. 78% 、23. 86% 、16. 23% (表 1)。2. 2　病原体检出情况　 1 513份标本中,至少 1 种

病原体阳性者 697 例,检出率为 46. 07% 。细菌感

染检出率为 30. 60% ,其中沙门氏菌感染检出率为

2. 40% ,志贺氏菌感染检出率为 0. 20% (共 3 例),

副溶血弧菌感染检出率为 4. 56% ,致泻大肠埃希菌

感染检出率为 23. 86% ;其中,五种型别的致泻大肠

埃希菌感染中,EAEC 型感染检出率为 11. 83% ,ETEC 型感染检出率为 7. 60% ,EPEC 型感染检出率

为 2. 58% ,EIEC 型感染检出率为 0. 20% ,EHEC 型

感染检出率为 0. 07% 。诺如病毒感染检出率为

20. 29% ,其中 I 型感染检出率为 5. 68% ,II 型感染

检出率为 11. 10% ,I 型与 II 型混合感染检出率为

1. 45% 。细菌 - 病毒感染检出率为 4. 82% 。在服

用与未服用抗生素的对照组中,细菌合并病毒感染

检出率差异有统计学意义(P = 0. 005),其它感染类

型检出率差异均无统计学意义(P > 0. 05)(表 2)。表 1　 2013—2019 年成人食源性腹泻标本

来源病例人口学特征

Table 1　 Demographiccharacteristicsof adult food-bornediarrhea sample-source cases from 2013 to 2019

特征病例(n = 1 513)

例数(n) 构成比(% )性别

　男 707 46. 73

　女 806 53. 27

年龄组(岁)

　 18 ~ 29 543 35. 89

　 30 ~ 39 396 26. 17

　 40 ~ 49 143 9. 45

　 50 ~ 59 200 13. 22

　 60 ~ 69 143 9. 45

　 ≥70 88 5. 82

人群分布

　学生 148 9. 78

　干部职员 361 23. 86

　家务待业 246 16. 23

　其他 758 50. 10

2. 3　病原体时间分布　 2013—2019 年食源性疾病

病例病原体阳性总体检出率分别为 50. 00% 、52. 84% 、 47. 59% 、 45. 76% 、 54. 93% 、 38. 57% 、40. 82% ,不同年份和季度间细菌感染、病毒感染、细菌 -病毒感染及总体感染检出率差异有统计学意

义(P < 0. 001)(表 3、表 4)。2. 4　病原体在性别和年龄分布　不同性别,各类细

菌和诺如病毒检出率差异均无统计学意义 (P <0. 05)。不同年龄段总体阳性检出率分别为:18 ~29 岁 50. 83% , 30 ~ 39 岁 46. 97% , 40 ~ 49 岁

44. 06% ,50 ~ 59 岁 40. 50% ,60 ~ 69 岁 43. 36% ,≥70岁 32. 95% 。沙门氏菌检出率最高的为 60 ~ 69岁年龄组;志贺氏菌检出 3 例,18 ~ 29 岁、30 ~ 39 岁

组与 60 ~ 69 岁组各 1 例;致泻大肠埃希菌和诺如病


毒均以 18 ~ 29 岁检出率最高, 检出率分别为

27. 26% 、23. 57% 。不同年龄段副溶血弧菌和总体

感染检出率差异具有统计学意义 ( P < 0. 05 )(表 5)。2. 5　可疑食品病原体检出情况　可疑食品病原体

检出率居前 3 位的是肉与肉制品、混合食品、水果类

及其制品,分别为 18. 77% 、14. 83%和 14. 35% 。其

中,细菌感染的可疑食品主要为肉与肉制品

(17. 51% )、水产动物及其制品(15. 11% )及水果类

及其制品(13. 19% );诺如病毒感染可疑食品主要

为肉与肉制品(20. 50% )、混合食品(19. 06% )及水

果类及其制品(15. 47% );细菌 - 病毒感染的可疑

暴露食品主要为肉与肉制品(3. 96% )和混合食品

(3. 96% )(表 5)。

表 2　 2013—2019 年病原体检出情况　 [n(% )] a

Table 2　 Pathogen examination results from 2013 to 2019　 [n(% )] a

致病因素病原体检出情况

服用过抗生素b(n = 240 例) 未服用过抗生素(n = 1 273 例)χ2 值 P 值

合计(N = 1 513)

沙门氏菌 8(3. 33) 28(2. 20) 1. 118 0. 290 36(2. 40)志贺氏菌 0(0. 00) 3(0. 24) - - 3(0. 20)副溶血弧菌 16(6. 67) 53(4. 16) 2. 907 0. 088 69(4. 56)致泻大肠埃希氏菌 51(21. 25) 310(24. 35) 1. 070 0. 301 361(23. 86)　 EAEC 27(11. 25) 152(11. 94) 0. 092 0. 761 179(11. 83)　 ETEC 17(7. 08) 98(7. 70) 0. 109 0. 742 115(7. 60)　 EPEC 8(3. 33) 31(2. 44) 0. 649 0. 421 39(2. 58)　 EIEC 1(0. 42) 2(0. 16) - - 3(0. 20)　 EHEC 1(0. 42) 0(0. 00) - - 1(0. 07)诺如病毒 43(17. 92) 264(20. 74) 0. 994 0. 319 307(20. 29)　 I 型 16(6. 67) 70(5. 40) 0. 541 0. 474 86(5. 68)　 II 型 29(12. 08) 139(10. 92) 0. 277 0. 598 168(11. 10)　 I 型与 II 型混合 7(2. 92) 15(1. 18) 3. 499∗ 0. 069 22(1. 45)细菌感染 75(31. 25) 388(30. 48) 0. 056 0. 812 463(30. 60)细菌 - 病毒感染 4(1. 67) 69(5. 42) 6. 196 0. 013 73(4. 82)总体感染 114(47. 50) 583(45. 80) 0. 237 0. 627 697(46. 07)

　　注:a 括号内数字为阳性检出率。b“采集标本之前患者服用过抗生素”。∗精确卡方检验。

表 3　 2013—2019 年不同年份各感染类型检出情况　 [n(% )] a

Table 3　 Infection type distribution FROM 2013 TO 2019　 [n(% )] a

年份细菌感染病毒感染细菌 - 病毒感染总体感染

2013 48(38. 10) 29(23. 02) 14(11. 11) 63(50. 00)2014 77(43. 75) 22(12. 50) 6(3. 41) 93(52. 84)2015 57(34. 34) 33(19. 88) 11(6. 63) 79(47. 59)2016 90(38. 14) 21(8. 90) 3(1. 27) 108(45. 76)2017 77(36. 15) 49(23. 00) 9(4. 23) 117(54. 93)2018 73(26. 07) 48(17. 14) 13(4. 64) 108(38. 57)2019 41(12. 97) 105(33. 23) 17(5. 38) 129(40. 82)

χ2 值 77. 084 61. 525 19. 674 20. 762P 值 < 0. 001 < 0. 001 0. 003 0. 002

　　注:a 括号内数字为阳性检出率。

表 4　 2013—2019 年不同季度各感染类型检出情况　 [n(% )] a

Table 4　 Infection type distribution in different quarters from 2013 to 2019　 [n(% )] a

季度细菌感染病毒感染细菌 - 病毒感染总体感染

第 1 季度 2(8. 70) 1(4. 35) 0(0. 00) 3(13. 04)

第 2 季度 200(28. 57) 173(24. 71) 35(5. 00) 338(48. 29)

第 3 季度 202(25. 13) 79(13. 74) 20(3. 48) 261(45. 39)

第 4 季度 59(27. 44) 54(25. 12) 18(8. 37) 95(44. 19)

χ2 值 13. 120 30. 439 9. 375 11. 894

P 值 0. 004 < 0. 001 0. 025 0. 008

　　注:a 括号内数字为阳性检出率。


表 5　 2013—2019 年不同性别和年龄组病原体检出情况　 [n(% )] a

Table 5　 Pathogen examination results in different gender and age groups from 2013 to 2019　 [n(% )] a

人口学特征沙门氏菌志贺氏菌副溶血弧菌致泻大肠埃希氏菌诺如病毒细菌感染细菌 - 病毒感染总体感染

性别

　男 19(2. 69) 2(0. 28) 25(3. 54) 165(23. 34) 150(21. 22) 207(29. 28) 32(4. 53) 325(45. 97)

　女 17(2. 11) 1(0. 12) 44(5. 46) 196(24. 32) 157(19. 48) 256(31. 76) 41(5. 09) 372(46. 15)

χ2 值 0. 542 0. 480 3. 200 0. 199 0. 703 1. 094 0. 258 0. 05

P 值 0. 462 0. 488 0. 074 0. 656 0. 402 0. 296 0. 612 0. 943

年龄组(岁)

　 18 ~ 29 10(1. 84) 1(0. 18) 26(4. 79) 148(27. 26) 128(23. 57) 183(33. 70) 35(6. 45) 276(50. 83)

　 30 ~ 39 8(2. 02) 1(0. 25) 23(5. 81) 93(23. 45) 80(20. 20) 123(31. 06) 17(4. 29) 186(46. 97)

　 40 ~ 49 5(3. 50) 0(0. 00) 7(4. 90) 34(23. 78) 25(17. 48) 45(31. 47) 7(4. 90) 63(44. 06)

　 50 ~ 59 5(2. 50) 0(0. 00) 8(4. 00) 45(22. 50) 29(14. 50) 58(29. 00) 6(3. 00) 81(40. 50)

　 60 ~ 69 6(4. 20) 1(0. 70) 4(2. 80) 29(20. 28) 30(20. 98) 39(27. 27) 7(4. 90) 62(43. 36)

　 ≥70 2(2. 27) 0(0. 00) 1(1. 14) 12(13. 64) 15(17. 05) 15(17. 05) 1(1. 14) 29(32. 95)

χ2 值 3. 712∗ - 5. 054∗ 9. 754 9. 077 11. 150 7. 411 14. 326

P 值 0. 592 - < 0. 001 0. 083 0. 106 0. 048 0. 192 0. 014

　　注:a 括号内数字为阳性检出率。∗代表为精确卡方检验。

表 6　 2014—2019 年可疑食品病原体检出情况　 [n(% )] a

Table 6　 Pathogen examination results in suspicious food from 2013 to 2019　 [n(% )] a

可疑食品种类细菌感染病毒感染细菌 - 病毒感染总体感染

肉与肉制品 73(17. 51) 57(20. 50) 11(3. 96) 119(18. 77)

混合食品 52(12. 47) 53(19. 06) 11(3. 96) 94(14. 83)

水果类及其制品 55(13. 19) 43(15. 47) 7(2. 52) 91(14. 35)

水产动物及其制品 63(15. 11) 31(11. 15) 6(2. 16) 88(13. 88)

粮食类及其制品 53(12. 71) 30(10. 79) 7(2. 52) 76(11. 99)

蔬菜类及其制品 46(11. 03) 38(13. 67) 5(1. 80) 79(12. 46)

饮料与冷冻饮品类 26(6. 24) 14(5. 04) 2(0. 72) 38(5. 90)

乳与乳制品 35(8. 39) 17(6. 12) 7(2. 52) 45(7. 10)

蛋与蛋制品 8(1. 92) 1(0. 36) 0(0. 00) 9(1. 42)

酒类及其制品 14(3. 36) 8(2. 88) 3(1. 08) 19(3. 00)

豆及豆制品 11(2. 64) 7(2. 52) 1(0. 36) 17(2. 68)

坚果籽类及其制品 2(0. 48) 0(0. 00) 0(0. 00) 2(0. 32)

藻类及其制品 1(0. 24) 0(0. 00) 1(0. 36) 2(0. 32)

菌类及其制品 2(0. 48) 1(0. 36) 1(0. 36) 2(0. 32)

其他食品 1(0. 24) 4(1. 44) 0(0. 00) 5(0. 79)

　　注:a 括号内数字为阳性检出率。 2013 年可疑食品数据丢失,未纳入分析。

3　讨　论

腹泻是全世界最为突出的公共卫生问题之一。据 WHO 估计,全球每年约发生 17 亿人次腹泻,且随着社会进步,病原种别、传播途径和风险因素等

也变得更加复杂,防控工作面临着更大的挑战[1]。监测是疾病预防控制的重要手段之一,对食源性腹

泻疾病进行细菌和病毒病原监测可以比较全面地

掌握腹泻的病原流行特征。目前,济南市食源性疾

病监测哨点医院较少,以成人食源性腹泻病例为对

象进行病原体流行特征分析的研究缺乏。

研究结果显示,济南市成人食源性腹泻病例病

原体检出率为 46. 07% ,高于该市以及南宁市全人

群检出率,超出我国城市食源性疾病主动监测病原

体检出率的平均水平,与上海市研究结果基本一

致;从病原体监测结果中可见,细菌感染的检出率

为 30. 60% ,高于武汉市、南京市和十堰市[7-9],主要

类别为致泻性大肠埃希菌,EAEC 型为其主要型别,表明 EAEC 型大肠埃希菌感染是济南市成人食源性

腹泻最主要的致病菌,与河南省、安徽省、福建省等

中东部较为发达地区研究结果相同[10-12];诺如病毒

感染检出率为 20. 29% ,其中主要以 II 型感染为主。


济南市食源性腹泻病例病原体检出率较高主要与

以下因素有关:济南市作为省会城市,经济较为发

达,吸引了诸多高校入驻与外来务工人口,人口密

度较大,与此同时,该市作为我国东部重要的交通

枢纽,出差、旅游等流动性人口比例高,导致外出就

餐人员数量增多,提高了食源性疾病高发的可能

性;省级综合监测哨点医院的高水平诊疗和检验检

测规范化,提高了病原体的检出率。提示有关部门

应重视此类疾病的监测研究,及时调整防控策略及

措施,以降低成人食源性腹泻病例的发生,减轻疾

病负担。2013—2019 年不同年份间,病原体检出率差异

具有统计学意义,可能与不同年份防控力度有关,或可能因为济南市哨点医院少,数据存在偏倚。研

究结果显示,第 2 ~ 4 季度济南市成人食源性腹泻病

例细菌感染检出率均较高,第 2 季度和第 4 季度诺

如病毒感染检出率较高,与以往全人群研究结果不

完全相同[7],建议第 2 ~ 4 季度,均应加强济南市成

人食源性腹泻疾病的防控。人群分布中,18 ~ 59 岁

年龄段人群副溶血弧菌检出率较 60 岁及以上人群

高,可能由于该人群外出就餐机会多,而济南市海

产品相对丰富,且副溶血性弧菌多分布于鱼虾贝类

等海产品有关,提示仍需进一步加强餐饮服务单位

的监督和监管工作。在引起济南市成人食源性腹

泻的食品监测中,病原体检出率居前 3 位的是肉与

肉制品、混合食品、水果类及其制品,提示在加强食

品卫生监测工作的同时,应着重对此 3 类食品开展

健康宣传和教育,提高健康卫生和防范意识。综上所述,通过 2013—2019 年对济南市成人食

源性腹泻病例病原学特征进行流行病学分析,初步

掌握和揭示了其流行特征和流行规律,为有效预防

成人食源性腹泻疾病的控制和预防提供了科学依

据。研究结果提示,济南市成人食源性腹泻防控工

作现状不容乐观,目前该市哨点监测医院仅 2 家,主要覆盖该市槐荫区、市中区、历下区一部分地区人

群,既往研究报道济南市食源性疾病发生呈上升趋

势[7],且全球和我国食源性疾病漏报率均较高,建议增加哨点监测医院,进一步加强全市食源性疾病

监测,充分发挥哨点医院预警作用,减少全市食源

性疾病的发生。该研究的优点是监测数据真实可

靠。研究的局限性在于对引起食源性腹泻疾病的

病原体检测不够全面,检测的病原体仅包括 4 种细

菌和 1 种病原体,未能揭示济南市食源性腹泻疾病

病原谱种类和流行特征,且随着社会发展,引起食

源性疾病的病原种类更加复杂,建议下一步应增加

病原体检测种类,为该市食源性疾病的防控提供

依据。利益冲突　所有作者均声明不存在利益冲突

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(收稿日期:2021-05-25)



基金项目:中央财政专项(SNHJ01)第一作者简介:常玲,硕士,主管医师,主要从事公共卫生工作

通信作者:张锋,副主任医师,Email:gaowanzi528@ 163. com

·论　著·

西安市室内空气污染现状及相关因素分析常玲,张锋,刘冬,吴小燕,马金龙

西安市疾病预防控制中心卫生监测科,西安　 710054

摘要:目的　描述西安市城乡室内空气污染现状,分析室内污染物与居住习惯的关系,以及污染物对健康影响,为改

善室内环境提供参考意见。方法　采用随机整群抽样,从西安市选取 29 户周边农村家庭和 53 户城区家庭,通过问

卷调查和现场环境采样收集相关数据,用非参数检验和卡方检验进行统计分析。结果　总体上,西安市室内 CO、NO2、甲苯、二甲苯值远低于国家标准,CO2、PM2. 5、PM10、甲醛浓度的中位数分别为:0. 1% 、44. 5μg / m3、51. 5μg / m3、34. 5μg / m3。 CO、NO2、甲醛、甲苯、二甲苯在城乡差异均有统计学意义(P < 0. 05),且均为城市高于农村。使用加湿

器和种盆栽的家庭室内甲醛、CO、NO2 的检测值更高(P < 0. 05),养宠物家庭室内 CO、NO2 的检测值更高(P <0. 05)。室内污染物与健康关系研究结果显示,PM10、CO、NO2 浓度与儿童睡眠时间和感冒的关系差异有统计学意义

(P < 0. 05)。结论　西安市城市室内空气污染高于农村,建议居民慎重使用加湿器、种盆栽和养宠物,减少室内空气

污染,改善健康。关键词:室内空气污染;居住习惯;健康


Analysis of indoor air pollution and related influencing factors in Xi′anCHANG Ling,ZHANG feng,LIU Dong,WU Xiaoyan,MA Jinlong

Department of Health Monitor,Xi′an Center for Disease Control and Prevention,Xi′an　 710054,ChinaCorresponding author:　 ZHANG feng,Email: gaowanzi528@ 163. com

Abstract:　 Objective　 To investigate the indoor air quality in urban and rural areas in Xi′an,to analyze the relationshipbetween indoor pollutants and living habits,and to study the impact of pollutants on health,so as to provide reference forimproving indoor environment. 　 Methods　 Through random cluster sampling,29 families from rural areas and 53 familiesfrom urban areas were selected from Xi′an. Data was collected by questionnaire survey and on-site environmental sampling.Non-parametric test and Chi-square test were used for statistical analysis. 　 Results　 Overall,the values of CO,NO2,tolueneand xylene in Xi′an were far lower than the national standards. The medians of CO2,PM2. 5,PM10,and formaldehyde were0. 1% ,44. 5 μg / m3,51. 5 μg / m3,and 34. 5 μg / m3,respectively. The differences in the values of CO,NO2,formaldehyde,toluene and xylene in urban and rural areas were statistically significant (P < 0. 05),with all the values in urban areas beinghigher than those in rural areas. The detected values of formaldehyde,CO,and NO2 were higher in families with humidifiersand potted plants (P < 0. 05). The results of CO and NO2 were higher in families with pets (P < 0. 05). Analysis of therelationship between indoor pollution and health showed that the concentrations of PM10,CO,and NO2 were significantlycorrelated with children′s sleep duration and colds (P < 0. 05). 　 Conclusion　 The indoor air pollution in urban areas ishigher than that in rural areas in Xi′an. It is suggested that residents should be cautious about the use of humidifiers,plantingpotted plants,and keeping pets,to reduce indoor air pollution and improve their health.Keywords:Indoor air pollution;Living habits;Health

　　目前,人类越来越多的活动在室内进行,室内

的豪华装修,杀虫剂的使用以及人们的不良生活

习惯等导致室内环境污染趋于严重,已有许多研

究证实,室内环境污染会对人体健康有多种伤


害[1-4] ,室内苯和甲醛组合具有极大的致癌风险,占对健康影响的 60% [5] ,PM2. 5可能对人体的呼吸

系统产生不良影响[6] ,甚至导致肺癌或死亡[7-8] ,挥发性有机物可引起肝肾功能的损伤[9] 。通过了

解西安市室内污染物的现状,研究室内污染物与

居住习惯以及健康的关系,为进一步改善室内环

境提供参考。

1　对象与方法

1. 1　对象　调查采用随机整群抽样,选择西安市的

1 个周边农村和 2 个城区的家庭,通过初筛最终确

定 82 户含有 7 ~ 12 岁学龄儿童的家庭,其中城市家

庭 53 户,农村家庭 29 户。1. 2　方法

1. 2. 1　问卷调查　采用横断面调查,了解研究对象

家庭的居住环境、居住习惯和儿童健康现状。1. 2. 2　环境样品采集　每户家庭的客厅和卧室各

选一个采样点,每个采样点分别进行空气采样和小

气候因素的测定,调查家庭的采样、分析与测定每

年冬季和夏季各进行一次。环境采样内容主要包

括 CO、CO2、PM2. 5、PM10、甲醛、甲苯、二甲苯、NO2。采样点的选择、采样时间和频率、采样方法与仪器、质量保证与结果检测等严格按照《公共场所卫生检

验方法》 [10]《室内空气质量标准》 [11],环境指标的结

果将客厅卧室的结果取平均值为一户家庭的环境

检测结果。1. 3　质量控制　调查人员均经过严格统一的技术

培训,考核合格的人员参加现场调查。环境采样人

员均具备相应的现场采样能力,实验室人员也具备

相应的实验室分析能力,采样时段尽量避开早晚交

通高峰、做饭时段,采样时门窗应处于关闭状态。每次调查与采样结束后对问卷表和采样表进行核

对,有问题随时与调查家庭联系核查。每年每批采

样会有一个空白样和 5 个平行样,实验室质控主要

采用加标回收和重复测试的方式。1. 4　统计学分析　利用 Epidata 3. 1 建立数据库,双份录入并进行一致性检验,采用 SPSS 18. 0 统计

软件进行统计分析。采用均值、标准差、四分位数、中位数、最小值以及最大值进行统计描述,采用非

参数检验和卡方检验进行统计分析。假设检验的

显著水平均定为 0. 05,若 P < 0. 05,则认为差异有统

计学意义。

2　结　果

2. 1　室内污染物现状　由于 CO、NO2 的结果值均

显著低于国家标准,且无超标情况,所以按照实验

室的检出和未检出展示,其他因素均以数值结果展

示。总体而言,CO、NO2 的检出率均为 48. 78% 。其

他因素检测结果为 CO2 的均值为(0. 09 ± 0. 02)% ,中位数为 0. 08% ;PM2. 5 的均值为(54. 36 ± 39. 02)μg / m3, 中位数为 44. 52μg / m3; PM10 的均值为

(62. 84 ± 41. 24) μg / m3,中位数为 51. 52μg / m3;甲醛的均值为 ( 37. 15 ± 16. 42 ) μg / m3, 中位数为

34. 50μg / m3;甲苯的均值为(5. 49 ± 12. 40)μg / m3,中位数为 0. 00μg / m3,二甲苯的均值为 (7. 31 ±10. 15)μg / m3,中位数为 5. 00μg / m3。

由于城乡室内环境污染物差异较大,对其分析

结果发现 CO 的城市检出率为 73. 58% ,农村的检出

率为 3. 45% ,城乡的检出率差异有统计学意义

(χ2 = 73. 807, P < 0. 001); NO2 的城市检出率为

75. 47% ,农村检出率为 0. 00% ,城乡的检出率差异

有统计学意义( χ2 = 85. 463,P < 0. 001)。其他检测

结果为数值型的环境因素中,独立样本的非参数检

验结果表明:甲醛、甲苯、二甲苯在城乡差异均有统

计学意义(P < 0. 05),在中位数的比较上,甲醛、二甲苯均为城市高于农村(表 1)。2. 2　城乡室内空气污染物与居住环境和习惯的关

系　对城乡居住环境和习惯的现状分析的卡方检

验结果显示,住宅距离机动车道距离、窗户玻璃类

型、屋顶曾漏水、种植盆栽、养宠物、家里有鱼缸、有加湿器的城乡差异上有统计学意义(P < 0. 05),距离机动车距离上,城市比农村相对较远;窗户类型

中,城市以双层为主,农村以单层为主;屋顶曾漏水

上,城市低于农村;种植盆栽、养宠物、有鱼缸、用加

湿器上,均为城市高于农村(表 2)。对 CO2、PM2. 5、PM10、甲醛、甲苯、二甲苯进行不

同居家习惯分组比较的非参数检验,对 CO、NO2 进

行卡方检验。结果显示不同居住习惯下,室内的

CO2、PM2. 5、PM10、甲苯、二甲苯的检测结果差异均

无统计学意义(P > 0. 05),室内的甲醛、CO、NO2

的检测结果差异有统计学意义(P < 0. 05)。对室

内空气污染有影响的因素有加湿器使用、种植盆

栽、养宠物,具体结果为有加湿器或种盆栽家庭的

甲醛、CO、NO2 检测结果中位数或检出率均更高,且差异有统计学意义(P < 0. 05)。养宠物家庭的

CO、NO2 的结果值更高,且差异有统计学意义

(P < 0. 05)(表 3)。2. 3　室内污染物与健康的关系　研究针对儿童健

康状况进行了问卷调查, 结果显示男童 48 名

(58. 54% ),女童 34 名(41. 46% ),儿童平均年龄


为:(9. 16 ± 1. 38)岁,调查家庭的儿童的健康状况

为:最常见疾病为感冒(82. 93% )、睡眠时间不足

(50. 00% )、压力大 ( 28. 05% )、呼吸系统疾病

(19. 51% )、眼干(17. 07% )、耳鸣(7. 32% )、鼻腔出

血(8. 54% )、过敏(6. 10% ),在分析室内环境与儿

童患病的关系上,由于各环境检测指标之间存在相

关性,做多因素分析容易出现共线性和交互作用,这里对各环境指标与儿童患病情况的关系进行独

立分析。卡方检验结果显示,在压力大、呼吸系统

疾病、眼干、耳鸣、鼻腔出血和过敏上的不同分组儿

童的家庭,检测的各环境指标差异均无统计学意义

(P > 0. 05)。在睡眠时间不足和感冒上的不同分组

儿童的家庭,其环境指标检测值差异有统计学意义

(P < 0. 05)。睡眠时间≥8h 和 < 8h 的儿童,其家庭

室内环境中的 PM10、CO、NO2 检测结果差异有统计

学意义(P < 0. 05);感冒与未感冒的儿童,其家庭室

内环境的 CO、NO2 的结果上差异有统计学意义

(P < 0. 05)(表 4)。

表 1　城乡室内空气污染现状

Table 1　 Current situation of indoor air pollution in urban and rural areas

指标城乡均值(X)

标准差(SD)

最大值(max)

最小值(min)

四分位数

P25 P50 P75

中位数(M)

Z 值 P 值

CO2(% ) 城市 0. 09 0. 02 0. 16 0. 05 0. 07 0. 08 0. 10 0. 08- 0. 277 0. 782

农村 0. 09 0. 03 0. 24 0. 06 0. 07 0. 08 0. 09 0. 08

PM2. 5(μg / m3) 城市 60. 25 44. 22 240. 00 10. 85 26. 40 43. 45 85. 82 43. 45- 1. 641 0. 101

农村 43. 60 23. 90 109. 40 5. 50 19. 85 48. 22 58. 55 48. 22

PM10(μg / m3) 城市 67. 76 47. 25 262. 55 14. 70 30. 11 48. 62 99. 96 48. 62- 0. 789 0. 430

农村 53. 85 24. 95 115. 95 8. 45 32. 22 54. 87 69. 72 54. 87

甲醛(μg / m3) 城市 39. 65 18. 11 96. 50 11. 00 27. 37 36. 50 48. 12 36. 50- 2. 305 0. 021∗

农村 32. 57 11. 58 65. 50 17. 00 23. 00 32. 75 38. 00 32. 75

甲苯(μg / m3) 城市 7. 45 14. 74 90. 00 0. 00 0. 00 0. 00 10. 00 0. 00- 2. 642 0. 008∗

农村 1. 90 4. 37 20. 00 0. 00 0. 00 0. 00 0. 00 0. 00

二甲苯(μg / m3) 城市 9. 04 11. 90 64. 00 0. 00 0. 00 6. 50 12. 12 6. 50- 2. 281 0. 023∗

农村 4. 15 4. 30 15. 00 0. 00 0. 50 2. 00 7. 00 2. 00

　　注:∗P < 0. 05。

表 2　城乡居住环境与居家习惯　 [n(% )]Table 2　 The living environment and living habits in urban and rural areas　 [n(% )]

住宅环境特征城市农村 χ2 值 P 值

离机动车道距离(m)

　 < 100 23(43. 40) 21(72. 41)6. 347 0. 012∗

　 ≥100 30(56. 60) 8(27. 59)

窗户玻璃类型

　单层 18(33. 96) 26(89. 65)23. 380 < 0. 001∗

　双层 35(66. 04) 3(10. 35)

屋顶曾漏水

　是 5(9. 43) 11(37. 93)9. 692 0. 002∗

　否 48(90. 57) 18(62. 07)

浴室地面干燥程度

　较干燥 26(49. 06) 14(48. 28)

　偶尔有水 18(39. 96) 13(44. 83) 1. 895 0. 431b

　经常有水 9(16. 98) 2(6. 89)

地毯

　有 4(7. 54) 0(0. 00)0. 962 0. 327a

　无 49(92. 46) 29(100. 00)

居家习惯特征城市农村 χ2 值 P 值

种植盆栽

　有 45(84. 90) 10(34. 48)21. 578 < 0. 001∗

　无 8(15. 10) 19(65. 52)

平均每周在家做饭次数(次)

　 < 3 4(7. 54) 41(13. 79)

　 3 ~ 10 14(26. 41) 9(31. 03) 1. 381 0. 499b

　 > 10 35(66. 05) 16(55. 18)

养宠物

　是 19(35. 85) 2(6. 90)8. 247 0. 004∗

　否 34(64. 15) 27(93. 10)

鱼缸

　有 19(35. 85) 1(3. 45)10. 670 0. 001∗

　无 34(64. 15) 28(96. 55)

加湿器

　是 27(50. 94) 4(13. 79)11. 002 0. 001

　否 26(49. 06) 25(86. 21)

　　注:a 连续校正型卡方检验,b 采用 fisher 确切概率法,∗P < 0. 05。


表 3　室内空气污染物的相关因素

Table 3　 Related factors of indoor air pollutants

居住习惯分组甲醛(μg / m3) CO(% ) NO2(% )

中位数 Z 值 P 值检出率 χ2 值 P 值检出率 χ2 值 P 值

是否有加湿器是 38. 00- 2. 120 0. 034∗ 62. 90

7. 958 0. 005∗ 67. 7414. 345 < 0. 001∗

否 33. 00 40. 20 37. 25

室内种植盆栽有 36. 75- 2. 116 0. 034∗ 59. 09

14. 214 < 0. 001∗ 63. 6429. 509 < 0. 001∗

无 31. 50 27. 78 18. 52

家中养宠物是 34. 50- 0. 774 0. 439

66. 677. 229 0. 007∗ 69. 05

9. 282 0. 002∗

否 34. 50 42. 62 41. 80

　　注:∗P < 0. 05。

表 4　室内污染物与儿童健康的关系　 [n(% )]Table 4　 The relationship between indoor pollutant and children′s health　 [n(% )]

环境指标分组睡眠时间感冒

睡眠≥8h 睡眠 < 8h χ2 值 P 值无感冒有感冒 χ2 值 P 值

PM10 未超标 82(100. 00) 75(91. 46)5. 372 0. 020a 28(100. 00) 129(94. 85) 0. 509 0. 475a

超标 0(0. 00) 7(8. 54) 0(0. 00) 7(5. 15)

CO 未检出 54(65. 85) 30(36. 58)14. 057 < 0. 001∗ 22(78. 57) 62(45. 59)

10. 110 0. 001∗

检出 28(34. 15) 52 (63. 42) 6(21. 43) 74(54. 41)

NO2 未检出 56(68. 29) 28(34. 15)19. 133 < 0. 001∗ 21(75. 00) 63(46. 32)

7. 642 0. 006∗

检出 26(31. 71) 54(65. 85) 7(25. 00) 73(53. 68)

　　注:a采用校正型卡方检验,∗ P < 0. 05。

3　讨　论

西安市 CO、苯、甲苯、二甲苯、NO2 检测结果远

低于国家标准,说明 CO、苯、甲苯、二甲苯、NO2 这些

传统污染物现在已不是该地区主要的室内污染物。西安市居民室内甲醛的均值为(37. 15 ± 16. 42) μg /m3,中位数为 34. 50μg / m3,低于国家室内环境标准

(100μg / m3) [11],与其它城市近几年的结果相比,检测结果低于青岛(50 ~ 67μg / m3 ) [12]、天津(70μg /m3) [13],高于深圳(12. 9μg / m3) [14],与兰州接近(30~ 50μg / m3) [15],提示西安地区室内甲醛污染在近

几年的现有城市的研究中污染相对较轻。西安市

PM2. 5 均值为 ( 54. 36 ± 39. 02 ) μg / m3, 中位数为

44. 52μg / m3,低于 2016—2017 年检测的西安室内

PM2. 5的结果[16](78. 7 ± 49. 3)μg / m3 和 2017—2019年西安的研究结果[17] (59. 6 ~ 71. 4)μg / m3,可能由

于近几年西安加大防霾力度,减少了室外颗粒物的

污染,从而影响了室内颗粒物;与其他城市对比发

现,西安的检测结果高于上海等地区[18],低于北京、济南、石家庄等地区[19]。对比发现,现有研究中的

南方地区室内颗粒物污染低于北方地区,原因可能

与室内 PM2. 5受室外 PM2. 5的影响较大,且北方地区

燃煤较多,污染相对较重有关。由于室内颗粒物的

检测结果有一定的超标,提示西安地区室内外颗粒

物的污染还需重视,需加大治理力度。检测西安室

内 CO2 浓度也相对较高,且有一定的超标[11],提示

西安地区室内的主要污染物有颗粒物和 CO2。发现西安地区居民室内空气污染物在城乡区

域上存在差异。 CO、NO2、甲醛、甲苯、二甲苯均为城

市污染更重,可能是城市居民室内过度装饰装修导

致,提示城市居民应该对室内环境精减装修,减少

装修类污染物。在居住环境上,城市居民居住地距

离机动车道更远,家用玻璃为双层,相对居住环境

更好;在居住习惯上,城市居民在种植盆栽、养宠

物、用鱼缸、用加湿器等方面均优于农村,此研究结

果表明加湿器、养宠物、种植盆栽等生活习惯因素

可能会对室内环境有一定的消极影响。有加湿器

或有盆栽的家庭甲醛值更高,与目前许多研究结果

不同,大多数研究认为绿植可以吸附甲醛,减少室

内甲醛的含量[20],也有个别研究结果与此研究一

致,蒋巧云指出:室内绿植经常浇水和水分挥发有

可能影响室内空气湿度,从而在一定程度上导致甲

醛的释放速率改变,许多植物在正常生理活动中会

释放挥发性有机物,对植物是否能净化室内空气也


提出了质疑[21]。因此,是否种植盆栽能对室内甲醛

的作用还有待进一步的研究,建议慎重考虑。有加

湿器、种植盆栽或养宠物的家庭 CO、NO2 的检出率

更高,提示这些居住习惯可能在一定程度上影响室

内污染物。侯常春研究[22] 指出家庭饲养宠物是儿

童急性上呼吸道感染发病的危险因素,提示人们养

宠物对室内环境和人群健康的影响不容忽视。针对室内污染物与儿童健康的关系研究发现,

PM10的浓度与儿童睡眠时间有一定的关系,CO、NO2

的浓度与儿童睡眠时间、感冒均有一定的关系,在国外的一些研究中得到了证实[23-24],检测发现 CO、NO2 浓度较低,代表性和作用需进一步扩大样本量

来验证,但一定程度上提示,室内颗粒物和化学性

污染物对人群健康存在潜移默化的影响,需引起

重视。总之,室内空气污染物受加湿器的使用、养宠

物以及种植盆栽等居住习惯的影响。通过研究了

解西安市室内污染物现状,探索居住习惯对室内污

染物的影响,为人群改善室内空气质量提供一定的

建议。利益冲突　所有作者均声明不存在利益冲突

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(收稿日期:2021-03-08)(本文编辑:赵珣)


基金项目:2018—2019 年度湖北省自然基金面上项目(2018CFB716);国家科技重大专项(2017ZX10104001)第一作者简介:李静,副主任技师,主要研究方向:分子病毒学和分子流行病学

通信作者:马静,Email:263709294@ qq. com

·论　著·

2018—2019 年湖北地区 5 岁及以下儿童轮状病毒A 组流行特征和病原学分析

李静1,邹文菁1,张婷1,蔡昆1,马静2,徐军强1

1. 湖北省疾病预防控制中心,武汉　 430079;2. 湖北省宜昌市疾病预防控制中心

摘要　目的　了解湖北地区 2018—2019 年 5 岁以下急性腹泻儿童中轮状病毒( rotavirus,RV)A 组病毒流行病学及

病原学特征,为重点人群 RV 防控提供依据。方法　收集 2018—2019 年湖北省病毒性腹泻监测哨点医院 5 岁及以

下腹泻患儿粪便标本,共计 922 份。运用实时荧光 RT - PCR(reverse transcription-polymerase chain reactions)方法进

行 RV 核酸检测,RV 核酸阳性的样本分别扩增 VP7 和 VP4 基因,经序列测定后进行 G 和 P 基因型分析。结果　2018—2019 年湖北 5 岁及以下儿童腹泻患儿 RV A 组病毒阳性感染率为 12. 58% ,患儿中男性和女性感染差异无统

计学意义( χ2 = 0. 206,P > 0. 05)。患儿各年龄组间 RV A 组阳性检出率差异具有统计学意义( χ2 = 28. 399,P <0. 05),主要感染人群在 7 ~ 12 月龄和 13 ~ 24 月龄。 RV 感染表现为明显的季节性,流行于 12 月份出现,流行高峰出

现在次年 1 ~ 3 月份。 RV A 组病毒 VP7 和 VP4 基因的 G、P 基因型分析发现 4 种 G 基因型(G1、G2、G3 和 G9)和 2种 P 基因型(P[8]和 P[4])。 G、P 基因型组合 5 种,主要为 G9P[8]型,其次分别为 G1P[8]、G2P[4]、G3P[8]和G2P[8]。结论　 2018—2019 年湖北地区腹泻患儿中 RV A 组病毒基因型呈多样性,以 G9P[8]型为主,6 月龄以

上 ~ 24月龄人群是 5 岁及以下腹泻患儿中 RV 防控的重点人群,加强重点人群防护和疫苗接种有助于 RV 腹泻感染

的防控。关键词:轮状病毒;腹泻;儿童;基因型


Epidemiological characteristics and etiological analysis of rotavirus groupA in children under 5 years old in Hubei in 2018 -2019

LI Jing1,ZOU Wenjing1,ZHANG Ting1,CAI Kun1,MA Jing2,XYU Junqiang1

1. Institute of Health Examination,Hubei Provincial Center for Disease Control and Prevention,Wuhan　 430079, China;2. Yichang City Center for Disease Control and Prevention,Yichang,Hubei　 443003,China

Corresponding author: MA Jing,Email: 263709294@ qq. com

Abstract:　 Objective 　 To investigate the epidemiological and etiological characteristics of group A rotavirus ( RV) inchildren under 5 years of age with acute diarrhea in Hubei province from 2018 to 2019,and to provide evidence for preventionand control of RV in key population. 　 Methods　 A total of 922 fecal samples were collected from children aged 5 years andyounger with diarrhea from 2018 to 2019 in sentinel hospitals of viral diarrhea surveillance in Hubei Province. Reversetranscription- Polymerase chain reactions were used for RV nucleic acid detection. VP7 and VP4 genes were amplified fromRV positive samples,respectively. G and P genotypes were analyzed after sequence analysis. 　 Results　 From 2018 to 2019,the positive rate of RV group A virus infection in children aged 5 years and under in Hubei province was 12. 58% ,and therewas no significant difference between male and female infection (χ2 = 0. 206,P > 0. 05). The positive rate of RV in group Awas significantly different among different age groups (χ2 = 28. 399,P < 0. 05). The main infected population was between 7and 12 months and between 13 and 24 months. RV infection showed obvious seasonality, the prevalence appeared inDecember,and the prevalence peaked in January to March of the following year. Four G genotypes (G1,G2,G3 and G9) andtwo P genotypes (P[8] and P[4]) were found by G and P genotypes analysis of VP7 and VP4 genes of RV group A virus.


There were 5 genotype combinations of G and P,the main genotype was G9P[8],followed by G1P[8],G2P[4],G3P[8]and G2P[8]. 　 Conclusion　 The genotypes of group A RV virus in children with diarrhea in Hubei province from 2018 to2019 are diverse,and the main type is G9P[8]. People aged between 6 months and 24 months are the key population forprevention and control of RV in children aged 5 years and younger with diarrhea. Strengthen the protection of key populationand vaccinations are helpful for prevention and control of RV diarrhea infection.Keywords:Rotavirus;Diarrhea;Children;Genotype

　　轮状病毒( rotavirus,RV)是导致全球 5 岁以下

儿童严重腹泻的主要病原体,在儿童中具有高感染

性和传染性,大部分儿童在 5 岁以内会多次感染

RV[1-2]。 RV 是呼肠病毒科轮状病毒属的成员,二十

面体,基因组为 11 节段的双链 RNA,编码 6 个结构

蛋白(VP1、VP2、VP3、VP4、VP 6 和 VP 7)和 6 个非

结构蛋白(NSP1 - 6)。根据 VP6 氨基酸序列将 RV可分为 7 个基因组或群(A - G),其中 A 组是引起 5岁以下儿童腹泻最常见的病原[3]。 RV 引起的腹泻

疾病在我国属于丙类法定传染病的其他感染性腹

泻,婴幼儿 RV 胃肠炎通常导致严重的经济负担,WHO 评估报道 2008 年全球约 45. 3 万 5 岁以下儿

童因 RV 胃肠炎而死亡,占腹泻病例死亡总数的

37% ,在 5 岁以下儿童死亡数的 5% [4]。研究为探明湖北病毒性腹泻监测中 5 岁以下儿

童腹泻患儿中 RV A 组的感染和病原基因型别特

征,对 2018—2019 年湖北病毒性腹泻监测腹泻患儿

感染的 RV A 组的流行特征和基因型进行分析,为重点人群有效防控 RV 感染提供科学理论依据。

1　材料与方法

1. 1　样本来源　样本来自湖北病毒性腹泻哨点监

测点宜昌市、襄阳市和汉川市的 5 岁以下腹泻患儿

的粪便样本。样本采集符合“腹泻病例”监测定义

为每日排便 > 3 次且大便性状发生明显改变(包括

稀水样、蛋花样、黏液样或稀糊样等)。采集时间为

2018—2019 年 1 ~ 12 月,共 922 份。1. 2　样本处理　每份样本取 200μL(固体约豌豆大

小),加入 1. 5 mL 离心管中,与 pH 7. 2 磷酸盐缓冲

液混合,漩涡振荡器剧烈,8 000 r / min 离心 5 min,制备成 10%的粪便悬液,于 - 70℃保存备用。1. 3　核酸提取　取 200 μL 粪便悬液上清采用天隆

核酸自动提取试剂进行核酸提取,根据提取试剂说

明书进行操作,提取出来的总核酸于 - 70℃ 保存

备用。1. 4　 RV A 组病毒核酸检测　利用 Real-time RT -PCR 方法对 RV A 组病毒核酸进行检测,引物探针

和扩增条件参照文献[5]。

1. 5　 RV A 组病毒基因分型　利用 RT - PCR 方法,根据文献[6]对 RV A 组的 VP4、VP7 基因进行扩增。使用宝生物 primeScript One Step RT - PCR Kit:反应

体系 25 μL,其中 RNA 模板 5 μL,2 × RT - PCRbuffer 12. 5 μL, primeScript enzyme mix 0. 5 μL,10 μmol / L VP7F 和 VP7R 各 0. 5 μL 用于 G 基因扩

增,10μmol / L VP4F 和 VP4R 各 0. 5 μL 用于 P 基因

扩增。1. 6　 PCR 产物测序和分析　 PCR 产物经 1% 琼脂

糖凝胶电泳、10 V / cm 的电压、20min 后在凝胶成像

仪紫外下观察并照相。 PCR 阳性产物由上海生工

武汉基因测序公司测序,序列测定所获得的碱基序

列应用 Mega 7. 0 进行系统进化分析,并用 Figtree1. 4. 3 绘制系统进化树,参考序列来自 Genbank。1. 7　统计分析　利用 SPSS 18. 0 软件进行数据统

计分析,进行 χ2 检验处理,以 P < 0. 05 为差异有统

计学意义。

2　结　果

2. 1　 RV A 组病毒核酸检测结果　 2018 年至 2019年采集儿童腹泻患者标本共 922 份,均进行 RV A组病毒核酸检测,检出 RV 阳性样本 116 份,阳性率

12. 58% ,其中 2018 年 RV 阳性检出率 11. 56% (49 /424),2019 年阳性检出率 13. 45% (67 / 498)。2. 2　 RV A 组病毒感染性别分布特征　 RV A 组阳

性样本中,男性患儿阳性检出率为 12. 10% (65 /537),女性患儿阳性检出率为 13. 25% (51 / 385),女性患儿和男性患儿 RV A 组病毒感染差异无统计学

意义(χ2 = 0. 206,P = 0. 650,P > 0. 05)。2. 3　 RV A 组病毒感染年龄分布特征　将 5 岁及以

下儿童分为 0 ~ 6 月龄、7 ~ 12 月龄、13 ~ 24 月龄、25 ~ 36 月龄、37 ~ 48 月龄和 49 ~ 60 月龄 6 个年龄

组,RV 阳性患儿各年龄组检出情况(表 1),各年龄

组间 RV A 组阳性检出率差异有统计学意义( χ2 =28. 399,P < 0. 05)。其中 7 ~ 12 月龄感染率最高达

17. 63% ,其次为 13 ~ 24 月龄(阳性率 16. 43% ),7 ~ 12 月龄、13 ~ 24 月龄与其它月龄 RV A 组病毒

感染率差异有统计学意义(χ2 = 26. 375,P < 0. 05)。


表 1　各年龄组患儿粪便标本中 RV A 组病毒检出情况

Table 1　 Detection results of RV A group in fecalsamples of children in all age groups

年龄(月龄) RV 阳性数 RV 检测数 RV 阳性率(% )

0 ~ 6 9 203 4. 437 ~ 12 70 397 17. 6313 ~ 24 23 140 16. 4325 ~ 36 10 101 9. 9037 ~ 48 3 52 5. 7749 ~ 60 1 29 3. 45

合计 116 922 12. 58

2. 4　 RV A 组病毒感染时间分布　 2018—2019 年 5岁以下腹泻患儿各月份 RV A 组检测结果(表 2),5岁以下腹泻患儿 RV 感染在 12 月份开始升高,次年

2 月份达到高峰,随之开始下降。 2018 年 6 ~ 10 月

均没有检出,2019 年 6 ~ 11 月间仅 7 月检出 1 例,6月、8 ~ 11 月均没有检出(图 1)。在湖北 5 岁及以

下人群中 RV 的流行季节主要为冬春季,冬季开始

流行,流行高峰出现在次年 1 ~ 3 月。各月份 RV 阳

性检出率比较,差异有统计学意义( χ2 = 247. 304,P < 0. 05)。

表 2　 2018—2019 年湖北省 5 岁及以下腹泻患儿

轮状病毒各月检测结果

Table 2　 Monthly test results of rotavirus in children aged5 years and under with diarrhea in Hubei Province,2018 - 2019月份 RV A 组病毒检出数 RV A 组病毒检测数阳性检出率(% )

1 16 44 36. 362 41 78 52. 563 30 77 38. 964 7 77 9. 095 8 73 10. 966 0 37 0. 007 1 52 1. 928 0 136 0. 009 0 108 0. 0010 0 77 0. 0011 3 70 4. 2912 10 93 10. 75

合计 116 922 12. 58

图 1　 2018—2019 年湖北省 5 岁及以下腹泻患儿轮状病毒时间分布

Figure 1　 Time distribution of rotavirus in children aged 5 years and under with diarrhea in Hubei Province,2018 - 2019

2. 5　 RV A 组病毒 G、P 基因型分型结果　对检出

的 116 份 RV A 组阳性样本进一步扩增 VP7 和 VP4基因,进行 G、P 基因型分型。对获得的 VP7 和 VP4基因序列进行序列测定,与 GenBank 中收录的先关

序列进行序列比对和进化分析,进行 RV A 组病毒

G、P 基因型鉴定。 VP7 和 VP4 基因均扩增成功并

进行 G、P 基因型分型的样本 114 份,占 98. 28% 。部分 VP7 和 VP4 基因序列进化分析分别见图 2、3。检出 4 种 G 基因型,分别为 G1、G2、G3 和 G9,其中

G9 型检出最高,占 86. 84% (99 / 114),其余 G1、G2和 G3 的检出率均不高,分别为 7. 89% (9 / 114)、3. 51% (4 / 114)和 1. 75% (2 / 114)。 P 基因型检测 2种,分别为 P [4 ] 和 P [8 ] 型, 主要为 P [8 ] 型

(97. 37% , 111 / 114 ), P [ 4 ] 仅 2. 63% ( 3 / 114 )。G 基因型和 P 基因型组合有 5 种,其中检出最高的

为 G9P[8]型(86. 84% ,99 / 114),其它组合检出率

不高,依次分别为 G1P [8] (7. 89% ,9 / 114),G2P[4] (2. 63% ,3 / 114),G3P[8] (1. 75% ,2 / 114) 和

G2P[8] (0. 88% ,1 / 114)。 2018 年仅检出大量的

G9P [ 8 ] ( 85. 42% , 41 / 48 ) 和少数 G1P [ 8 ](14. 58% ,7 / 48)两种 G、P 基因型组合,而 2019 年

检出上述 5 种基因型组合,其中 G9P[8](87. 88% ,58 / 66) 最多, G1P [ 8 ] ( 3. 03% , 2 / 66 )、 G2P [ 8 ](1. 52% ,1 / 66)、G2P[4] (4. 55% ,3 / 66)、G3P[8](3. 03% ,2 / 66)均少量检出。 G 基因型和 P 基因型

组合各月份检出情况,2018—2019 年湖北 5 岁及以

下儿童轮状病毒腹泻患者主要的基因型组合为 G9P[8]型,流行高峰在 2 ~ 3 月份,仅 7 月份检出一例

G1P[8],6 月、8 ~ 10 月均为有阳性检出,12 月份开

始升高。


图 2　部分 RV A 组 VP7 基因 G 基因型进化分析

Figure 2　 G genotype evolution analysis of part of the VP7 genes of RV group A

图 3　部分 RV A 组 VP4 基因 P 基因型进化分析

Figure 3　 P genotype evolution analysis of part of the VP4 genes of RV group A

3　讨　论

RV 作为婴幼儿急性腹泻患儿中主要病原体于

1973 年被发现[7],RV 随患者粪便排出体外,自然感

染和会降低 RV 腹泻的临床症状和重症,因此 RV腹泻可通过疫苗接种得到有效的控制。由于血清


特异性免疫在对疾病的保护中起到重要作用,且RV A 组病毒具有不同的血清型和基因型组合[8-9],因此开展 RV A 组病毒的流行感染特性和基因型组

合分析,有助于疫苗的研制和免疫策略的制定。该研究对 2018—2019 年湖北 5 岁及以下儿童

腹泻患儿进行 RV A 组核酸检测,发现湖北 5 岁及

以下患儿中 RV 的阳性感染率为 12. 58% 。根据研

究报道,我国不同地区 RV 阳性检出率不一,兰州市

RV 病毒阳性检出率高达 51. 60% [10],长春地区

42. 3% [11], 北京地区 20. 0% [12], 广东东莞

15. 9% [13],湖北 5 岁以下儿童中 RV 感染处于较低

水平。湖北 5 岁及以下 RV 腹泻患儿中,女性和男

性感染无差异。患儿各年龄组间 RV A 组阳性检出

率差异具有统计学意义(P < 0. 05),与我国其它地

区研究报道的 RV 感染率与年龄有明显的关系的结

果一致[10,14-15],在 7 ~ 24 月龄间 RV 感染率明显高

于其它年龄组。湖北 5 岁及以下患儿中以 7 ~ 12 月

龄感染率最高达 17. 63% ,其次为 13 ~ 24 月龄(阳性率 16. 43% ),这两个年龄组为 5 岁及以下儿童中

RV 感染的重点监测人群。 2018—2019 年湖北 5 岁

及以下腹泻患儿 RV 感染表现为明显的季节性,12月份开始升高,流行高峰出现在次年 1 ~ 3 月份,流行季节主要为冬春季,季节分布情况与国内其他地

区报道一致[16]。对 2018—2019 年湖北 RV A 组病毒进行 VP7

和 VP4 基因的 G、P 基因型分析,G 基因型主要为

G9 型(86. 84% ),其余 G1、G2 和 G3 的检出率均不

高,分别为 7. 89% 、3. 51% 和 1. 75% 。 P 基因型主

要为 P[8]型(97. 37% ),P[4]仅 2. 63% 。 G 基因型

和 P 基因型组合有 5 种,以 G9P[8]型(86. 84% )为主要优势流行株,其它基因型组合检出率不高,分别为 G1P[8](7. 89% ),G2P[4](2. 63% ),G3P[8](1. 75% )和 G2P[8](0. 88% )。 G 基因型(G1、G2、G3 和 G4)和 P 基因型(P[8]、P[4])的组合为全球

主要流行型别,主要基因型组合为 G9P[8]、G1P[8]和 G3P[8] [17]。湖北在 5 岁及以下患儿中的

RV A 组病毒基因型与全球主要流行型别一致。通过对 2018—2019 年湖北病毒性腹泻监测中

5 岁及以下腹泻患儿中 RV 感染的流行特征进行分

析,并对 RV A 组病毒的 G、P 基因型组合进行分析,了解湖北重点人群 RV A 组病毒的分子流行病学特

征,有助于掌握 RV A 组病毒基因型变迁特征,为RV 防控及疫苗的研制提供参考的依据。利益冲突　所有作者均声明不存在利益冲突

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基金项目:中山市医学科研项目(2020J231)第一作者简介:郑倩清,本科,主管技师,主要从事理化检验工作

·论　著·

连续流动在线蒸馏法测定木薯淀粉中氰化物郑倩清,马彩娟,黄诚

广东省中山市疾病预防控制中心检验科,广东中山　 528400

摘要:目的　探讨连续流动在线蒸馏测定木薯淀粉中氰化物的方法。方法　木薯淀粉经氢氧化钠溶液提取,过滤后

用连续流动分析仪定量分析。考察提取液浓度、超声时间、样品粒度、分离方式对氰化物测定的影响。结果　直接

称取 2. 0 g 样品,加入 100 mL 2 g / L 氢氧化钠溶液超声提取 20 min,定性滤纸过滤,滤液用连续流动分析仪定量测

定。氰化物质量浓度为 0 mg / L ~ 0. 20 mg / L 内线性关系良好,r ≥ 0. 999,方法检出限为 0. 01 mg / kg,定量限为 0. 03mg / kg,相对标准偏差为 0. 26 % ~ 1. 52 % ,加标回收率为 90. 36 % ~ 104. 19 % 。结论　该方法检出限低、重复性

好,操作自动化,减少手工操作所带来的误差,且分析速度快,有利于提高工作效率,可用于木薯淀粉中氰化物的批

量检测。关键词:连续流动;在线蒸馏;木薯淀粉;氰化物


Determination of cyanide in cassava starch by continuous flowonline distillation

ZHENG Qianqing,MA Caijuan,HUANG ChengLaboratory Department,Zhongshan Center for Disease Control and Prevention,Zhongshan,Guangdong　 528400,China

Abstract:　 Objective　 To explore the determination of cyanide in cassava starch by a continuous flow online distillationmethod. 　 Methods　 Cassava starch was extracted with sodium hydroxide solution,filtered and then quantitatively analyzedwith a continuous flow analyzer. The effects of extraction concentration,ultrasonic time,sample size and separation method oncyanide determination were investigated. 　 Results 　 2. 0 g samples were directly weighed and added to 100 mL 2 g / Lsodium hydroxide solution for ultrasonic extraction for 20 min, and filtered with qualitative filter paper. The filtrate wasquantitatively determined with a continuous flow analyzer. The linear relationship between cyanide concentration of 0 mg / Land 0. 20 mg / L was good,r ≥0. 999. The detection limit of the method was 0. 01 mg / kg,the limit of quantitation was 0. 03mg / kg,the relative standard deviation was 0. 26% - 1. 52% , and the standard addition recovery rate was 90. 36% -104. 19% . 　 Conclusion 　 The continuous flow online distillation method has the advantages of low detection limit,goodrepeatability,automatic operation,reduction of manual errors,and high analysis speed,which is beneficial to improve workefficiency,and can be used for batch detection of cyanide in cassava starch.Keywords:　 Continuous flow;Online distillation;Cassava starch;Cyanide

　　氰化物广泛存在于自然界中,是一种剧毒物

质[1]。人体可通过皮肤接触、口服或吸入一定剂量

的氰化物而中毒,轻则引起呕吐、腹泻,重则导致死

亡[2-3]。木薯中的氰化物主要以游离及化合物的形

式存在于根、茎、叶中[4-5],而作为世界三大薯类作

物之一的木薯[6],其淀粉含量达 10% ~ 30% 。木薯

淀粉广泛存在于人们餐桌之上,应用范围之广,如烘烤制品、佐料及香肠等,同时作为饲料是家禽良

好的能量来源[7]。随着食品工业和养殖业的不断

发展,检测木薯淀粉中的氰化物对于饮食安全、保障人体健康、提高产品质量具有十分重要意义。

目前,氰化物的测定方法有异烟酸 - 吡唑啉酮

分光光度法、原子吸收分光光度法、硝酸银滴定

法[8]、离子色谱法[9]、气相色谱法[10]、定性法[11]、流动注射法[12-13]、全自动化学分析仪法[14] 等,主要针

对水或酒中氰化物的分析,测定木薯淀粉中氰化物


的文献并不多见。其中分光光度法耗时长、检测效

率低;原子吸收分光光度法操作复杂、重现性差;离子色谱法需要特定的检测器和分离柱;气相色谱法

测定成本高、操作繁琐;定性法即目视比色法,只作

定性不能定量。对连续流动在线蒸馏测定木薯淀

粉中氰化物的方法进行研究,与传统方法相比,采用自动化分析,减少了手工操作的繁琐[15],且优化

前处理条件并实行在线蒸馏,为食品中氰化物的检

测研究提供技术参考。

1　材料与方法

1. 1　材料、仪器与试剂　木薯淀粉均为当地超市及

市场在售商品。AA3 连续流动分析仪 ( SEAL Auto Analyzer 3

型, 德国 SEAL 公司);Milli - Q Element 超纯水系统

(Milli - Q Element,法国 Millipore 公司);超声波清

洗机(BL22 - 600B,无锡比朗实验仪器制造有限公

司);台式超高速冷冻型离心机(3K30,SIGMA 公

司);电子天平(UX620H,日本岛津公司);分光光度

计(721 型,上海悦丰仪器仪表有限公司);恒温水浴

箱(HWS -28,上海一恒科学仪器有限公司)。定性滤纸、定量滤纸(通用电气生物科技(杭

州)有限公司);微孔滤膜(混合纤维滤膜,孔径为

0. 45 μm,上海市新亚净化器件厂);玻璃纤维滤纸

(孔径为 1. 5 μm,Whatman 公司)。氢氧化钠、异丙醇、磷酸、磷酸二氢钾、磷酸氢

二钠、氯胺 T、巴比妥酸、异烟酸、酒石酸、乙酸锌(分析纯,国药集团化学试剂有限公司);乙酸、无水乙

醇(分析纯,广州化学试剂厂);酚酞(指示剂 Ind,广州化学试剂厂);曲拉通 Triton X - 100、1 - 苯基 -3 -甲基 - 5 - 吡唑啉酮(化学纯,国药集团化学试

剂有限公司);嘧啶(优级纯,天津市科密欧化学试

剂有限公司);盐酸(优级纯,广州化学试剂厂);水中氰成分分析标准溶液(GBW(E)080115,50. 0 μg /mL,中国计量科学研究院)。

氰离子标准中间液:1 μg / mL,取 2 mL 水中氰

成分分析标准溶液,用 2 g / L 氢氧化钠溶液定容至

100 mL 。连续流动分析仪所用试剂

储备磷酸盐缓冲液:称取 19. 4 g 磷酸二氢钾和

0. 4 g 磷酸氢二钠,溶解于水中并稀释至 1 L;储备氯胺 T 溶液:称取 5. 0 g 氯胺 T,溶解于水

中并稀释至 100 mL;50 % 曲拉通 Triton X - 100 溶液:量取 50 mL

曲拉通 Triton X - 100,加入 50 mL 异丙醇,混合

均匀;工作缓冲液:量取 200 mL 储备磷酸盐缓冲液,

加入 4. 0 mL 储备氯胺 T 溶液和 0. 8 mL 50 % 曲拉

通 Triton X - 100 溶液,混合均匀;嘧啶 - 巴比妥酸溶液:称取 30. 0 g 巴比妥酸,

加入 150 mL 嘧啶混合直至巴比妥酸完全溶解,加入

30 mL 盐酸混合均匀,再用水稀释至 1 L;蒸馏试剂:量取 100 mL 磷酸,用水定容至 1 L;氢氧化钠溶液:称取 1. 6 g 氢氧化钠,加水溶解

并定容至 1 L。分光光度法所用试剂

磷酸盐缓冲溶液:称取 34. 0 g 无水磷酸二氢钾

和 35. 5 g 无水磷酸氢二钠,溶于水中并稀释至 1 L;异烟酸 -吡唑啉酮溶液:称取 1. 5 g 异烟酸溶

于 24 mL 氢氧化钠溶液 (20 g / L) 中,加水至 100mL,另称取 0. 25 g 吡唑啉酮,溶于 20 mL 无水乙醇

中,合并上述两种溶液,摇匀。氯胺 T 溶液:称取 1 g 氯胺 T 溶于水中,并稀释

至 100 mL。实验用水为一级水。

1. 2　试验过程

1. 2. 1　样品处理　称取 2. 0 g 木薯淀粉于 250 mL碘量瓶中,加入 100 mL 氢氧化钠溶液并迅速加盖密

闭,超声提取后静置分层,过滤,滤液备用。1. 2. 2 　标准曲线制备　分别吸取 0、0. 10、0. 25、0. 50、1. 00、2. 50、5. 00、10. 00 mL 氰离子标准中间

液于 50 mL 容量瓶中,用 2 g / L 氢氧化钠溶液定容

至刻度,配制成浓度为 0、0. 002、0. 005、0. 01、0. 02、0. 05、0. 10、0. 20 mg / L 的氰离子标准系列溶液。1. 2. 3 　仪器条件　样品液流速:3. 40 mL / min,嘧啶—巴比妥酸溶液流速:0. 42 mL / min,工作缓冲液

流速:0. 60 mL / min,蒸馏试剂流速:0. 42 mL / min,氢氧化钠溶液流速:0. 42 mL / min,进样速率:30 个 /h,进样时间: 80 s, 冲洗时间: 40 s, 蒸馏器温

度 155℃。

2　结　果

2. 1　提取液浓度的选择　木薯淀粉中的氰甙,是一

种含氰基的甙类,在酶和酸的作用下释放出氰氢酸

而产生毒性,可用氢氧化钠溶液提取。称取 2. 0 g木薯淀粉,分别加入 100 mL 1 g / L、2 g / L、5 g / L、10 g / L、20 g / L 的氢氧化钠溶液超声 30 min,微孔滤

膜过滤。随着氢氧化钠溶液浓度的增加,木薯淀粉

糊化程度也越高,碱性越强糊化速度越快,提取液

过滤时间也越长。经试验得出不同浓度的提取液


对氰化物回收率的影响并不大,但 5 g / L 的氢氧化

钠溶液作为提取液出现糊化现象,糊化的提取液在

管道内的流动性降低,影响样品液流速;20 g / L 氢

氧化钠溶液所提取出的样品不成正常峰型。因此

在保证充分提取的前提下,选择稳定性较好的 2 g / L氢氧化钠溶液为样品提取液。2. 2　超声时间的选择　超声波能促使植物细胞组

织破壁或变形,其产生的快速机械振动波减少了目

标萃取物与样品基体之间的作用力而实现固—液

萃取分离,使有效成分提取更充分。由于木薯淀粉

中的氰化物不稳定,超声时间过长,引起温度升高,不利于氰化物提取;时间不足容易造成提取不充

分,选择合适的提取时长以达到最佳提取效果。随

着提取时间增加氰化物回收率也随之升高,当超声

时间为 20 min 时,回收率达到峰值,随后有所下降,继续延长超声时间并不能提高氰化物回收率,故选

择超声时间为 20 min 为宜(表 1)。表 1　不同超声时间的氰化物回收率

Table 1　 Cyanide recovery at different ultrasonic time超声时间(min) 氰化物回收率(% )

10 89. 41

20 99. 96

30 90. 55

45 92. 15

60 94. 62

90 91. 23

120 92. 74

2. 3　样品粒度的选择　测定样品时要保持样品的

代表性,木薯淀粉虽是粉末状,但都是由大小不一

的颗粒组成,大颗粒易浮于表面,小颗粒则多沉于

底部,取样时若不混匀,容易造成取样误差,影响测

定结果。选择未过筛及经 60 目、150 目和 200 目筛

鼓过筛后的样品进行加标试验,回收率分别为

98. 56% 、97. 02% 、92. 60% 、86. 07% 。过筛操作未

能提高氰化物回收率,筛鼓目数越高回收率越低,过筛反而降低了样品的均匀性,因此取样时混匀样

品后直接称量样品进行分析。2. 4　分离方式的选择　由于不同过滤介质的生产

工艺以及材质存在差异,选择不同的过滤介质和分

离方法对木薯淀粉中氰化物回收率进行测试。使

用玻璃纤维滤纸过滤后的氰化物回收率相对偏低,升高经试验得出,微孔滤膜(混合纤维滤膜)过滤后

样品的本底值升高,且其不耐强碱、强酸溶液和有

机溶液,因此不适合作为此项目的分离介质(表 2)。滤纸的使用有助于降低木薯淀粉提取液基体

本底颜色对比色反应的影响,但定量滤纸在制造过

程中经过盐酸和氢氟酸处理以除去大部分杂质,可能带有一定酸性。选择相同规格的定性、定量滤纸

各一张,分别用等量新制备的超纯水浸泡相同时间

后测 pH 值。试验得出,定量滤纸的浸泡液 pH 值较

小,在过滤过程中可能会溶出一定量酸性物质,对氢氧化钠提取液的碱性影响较大, 因此,提取液的

过滤介质选择定性滤纸较为理想。表 2　分离方式对氰化物回收率的影响

Table 2　 The effect of separation method on therecovery of cyanide

过滤介质 /分离方式氰化物回收率(% )

微孔滤膜(混合纤维滤膜) 98. 92定量滤纸 101. 54定性滤纸 101. 45玻璃纤维滤纸 90. 33

离心分离(8 000 转离心 5min) 99. 77

未处理 98. 40

2. 5　方法的检出限　当氰离子浓度在 0 mg / L ~0. 20 mg / L 时,回归方程 y = 209 043x + 6 762,相关

系数 r > 0. 999,线性关系良好。按照样品分析步

骤,对空白样品平行测定 20 次,计算 3 倍标准偏差

得方法检出限为0. 000 2 mg / L,定量限为0. 000 6mg / L。当称样量为 2. 0 g,提取液体积为 100 mL时,氰离子的检出限为 0. 01 mg / kg,定量限为 0. 03mg / kg。2. 6　方法的准确度和精密度　按上述实验确定的

前处理条件,分别加入 4 个试验水平的水中氰成分

分析标准溶液进行加标回收试验(表 3),加标回收

率为 90. 36 % ~ 104. 19 % , 相对标准偏差为

0. 26 % ~1. 52 % 。

表 3　加标回收测定结果及相对标准偏差(n = 6)Table 3　 Measurement results and relative standard deviation of labeled recovery(n = 6)

本底值(mg / kg) 加标量(mg / kg) 测定平均值(mg / kg) 加标回收率(% ) 相对标准偏差(% )

0. 249 0. 270 90. 36 0. 76

0. 0450. 998 1. 01 96. 69 1. 52

4. 99 5. 21 103. 51 0. 29

8. 96 9. 38 104. 19 0. 26


2. 7　方法比对实验　取 20 个木薯淀粉样品,分别

用 GB5009. 36 - 2016 中异烟酸—吡唑啉酮分光光

度法和连续流动分析仪法对其进行比对实验(表

4)。对两组数据进行配对 t 检验, t = 1. 068,P =0. 299 0(P > 0. 05),两种方法测定结果无显著性

差异。

表 4　实际样品比对实验

Table 4　 Actual sample comparison experiment

样品连续流动分析仪法

(mg / kg)异烟酸—吡唑啉酮分光光度法(mg / kg)

相对误差(% )

样品连续流动分析仪法

(mg / kg)异烟酸—吡唑啉酮分光光度法(mg / kg)

相对误差(% )

1 0. 069 8 0. 065 0 7. 38 11 1. 41 1. 32 6. 82

2 0. 359 0. 373 3. 75 12 2. 35 2. 46 4. 47

3 4. 73 4. 56 3. 73 13 0. 274 0. 281 2. 49

4 0. 493 0. 473 4. 23 14 0. 125 0. 122 2. 46

5 0. 174 0. 185 5. 95 15 0. 414 0. 429 3. 50

6 2. 68 2. 65 1. 13 16 0. 205 0. 194 5. 67

7 0. 079 5 0. 073 7 7. 87 17 0. 305 0. 293 4. 10

8 0. 094 4 0. 087 5 7. 89 18 0. 065 0 0. 069 4 6. 34

9 0. 209 0. 219 4. 57 19 0. 198 0. 207 4. 35

10 2. 63 2. 56 2. 73 20 0. 257 0. 247 4. 05

3　结　论

采用连续流动在线蒸馏法测定木薯淀粉中的

氰化物,过程在全封闭体系中进行,避免了有毒气

体的溢出以及空气中共存物的影响,同时保障了检

测人员的安全;采用全自动连续流动分析技术,取代了传统分光光度法中人工控温、手动加液、调节

酸碱度等繁杂过程,缩短了检测时间,提高了检测

效率,且进样量和试剂消耗量少,避免资源浪费。方法的检出限低、准确度高、重复性好、检测效率

高、可以批量检测,且实行自动化操作,减少了人工

操作所带来的误差,提高实验的安全性,是一种值

得推广的分析方法。利益冲突　所有作者均声明不存在利益冲突

参考文献

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检测学报,2019,10(5):1300-1304.(收稿日期:2021-03-10)



基金项目:湖北省卫生和计划生育委员会联合基金项目(WJ2018H248)第一作者简介:喻洁,硕士,主管技师,主要从事放射防护监测与评价工作

通信作者:周文珊,博士,副主任医师,Email:sandra_zws@ 163. com

·论　著·

2018—2019 年湖北省医疗照射频度及所致集体剂量研究

喻洁,叶松,杨想军,孙刚涛,周文珊

湖北省疾病预防控制中心,武汉　 430079

摘要:目的　了解湖北省医疗照射频度及 X 射线诊断所致集体剂量影响因素,为医疗照射防护决策提供依据。方法

　普查全省 2018—2019 年度3 178家放射诊疗机构基本情况、放射诊疗类型、放射诊疗设备配置、医疗照射频次等信

息,采用分层随机抽样原则抽取 36 家医院,调查 26 项 X 射线检查项目的应用频次,结合调查数据及既往文献,估算

湖北省 X 射线诊断所致年集体剂量。结果　全省配置放射诊疗设备共 6 843 台,放射诊疗总频次为33 771 855人次,其中 X 射线诊断占 98. 41% 。全省 X 射线诊断所致年集体剂量估算结果为65 399. 55人·Sv,人均年集体剂量为

1. 10mSv,其中 CT 检查所致年集体剂量占比 86. 90% 。结论　医疗照射应用频度呈持续增长态势,且城乡、地区和各

级机构之间发展不平衡。在各项 X 射线检查中,CT 检查应用的增长速度最快,所致年集体剂量份额最高。应避免

非正当性 CT 检查,并合理控制单次 CT 扫描的辐射剂量才能有效减少放射检查所带来的长期健康风险。关键词:医疗照射;频度调查;集体剂量;健康风险


Frequency and collective dose of medical radiation exposurein Hubei Province in 2018 -2019

YU Jie,YE Song,YANG Xiangjun,SUN Gangtao,ZHOU WenshanHubei Provincial Center for Disease Control and Prevention,Wuhan　 430079,China

Corresponding author: ZHOU Wenshan,Email: sandra_zws@163. com

Abstract:　 Objective 　 To assess the medical radiation exposure frequency and find out the main factors related to thecollective dose derived from X - ray diagnosis procedures. 　 Methods　 A survey of 3 178 hospitals was conducted to collectthe basic information such as types of medical radiation, allocation of radiological diagnosis and treatment devices, thefrequency of radiologic examinations,etc. By using a stratified sampling method,36 hospital were selected and more specificdetails,including 26 types of diagnostic radiologic examinations, were collected to estimate the collective dose to thepopulation in Hubei,combining with the previous literature. 　 Results　 A total number of 6 843 radiological diagnosis andtreatment devices were covered and 33 771 855 medical radiologic procedures were counted in this survey. The result showeda annual frequency of 569. 79 examinations per 1 000 population for all types of procedures. A large variation was revealedamong different areas and the highest area was with a 4 - fold frequency of the lowest area. Although tertiary hospitalsaccounted for 4. 40% of the total hospitals,48. 42% procedures were carried out in them. The collective effective dose from X- ray diagnosis in Hubei was 65 399. 55man·Sv,and the average annual effective dose was 1. 10mSv,while contributionfrom CT scans accounted for 86. 90% of the dose. 　 Conclusion　 The frequency of medical radiologic procedures presenteda consistent increase in Hubei province,with a uneven development among hospitals from urban and rural areas,or fromdifferent regions,or from different levels. Among all types of X - ray examinations,CT scan frequency had the fastest growthrate and accounted for the major annual collective effective dose. In order to reduce the health risk from medical radiologicexposure,CT scan need to be applied more properly and the radiation dose per single CT scan need to be limited to areasonable level.Keywords:Medical Exposure;Frequency Survey;Collective Dose;Health Risk


　　随着电离辐射技术在医学上应用的不断发展

和广泛普及,医疗照射早已引起国际辐射防护组织

的广泛关注。联合国原子辐射效应科学委员会

(UNSCEAR)和国际放射防护委员会(ICRP)等权威

机构明确指出,“医疗照射是公众所受最大的并且

必将不断增加的人工电离辐射照射来源” [1-2]。在 X射线诊断、核医学应用和放射治疗三大类医疗照射

中,又以 X 射线诊断的份额占绝对优势[1]。因此研

究因 X 射线诊断所致集体剂量负担具有重要意

义[3]。研究旨在掌握湖北省医疗照射的分布和应

用情况,初步估算湖北省 X 射线诊断所致年集体剂

量,识别放射检查主要健康风险及预防控制措施,为做好医疗照射放射防护工作提供支持。

1　对象与方法

1. 1　对象　对全省 3 178 家放射诊疗医疗机构(部队医院除外)进行医用辐射防护及放射诊疗频度普

查。按照地理分布和人口密度将湖北省分为鄂东、鄂中和鄂西三区,每区按照医院等级分层,每层随

机抽取三级医院 2 家,二级医院 4 家,一级(及其

他)医院 6 家,对 36 家抽样机构进行各部位各类型

X 射线诊断频次调查。1. 2　调查内容　对3 178家医疗机构进行基本信

息、放射诊疗类型、设备配备等基本情况调查,并分

X 射线诊断、核医学应用及放射治疗三大类进行频

度调查,其中 X 射线诊断包括常规 X 射线诊断、CT检查(不包括 CT 定位)和介入放射学。

对 36 家抽样机构进行胸部透视、其他透视、胸部摄影、颈椎摄影、胸椎摄影、腰椎摄影、腹部摄影、骨盆及髋摄影、四肢及关节摄影、尿路及输卵管造

影、胃肠检查、乳腺摄影、牙科口内片、牙科全景摄

影、牙科口腔 CT、头颅 CT、五官 CT、胸部 CT、腹部

CT、脊柱 CT、盆腔 CT、四肢 CT、血管 CTA、脑血管造

影、心血管造影和其他检查等 26 类 X 射线诊断检

查应用频次调查。选取 2018 年 4 月 1 日至 2019 年 3 月 31 日作

为放射诊疗频度调查时间区间。1. 3　调查方法　制定统一调查表调查,医疗机构基

本信息以放射诊疗许可证上信息为准,各项放射诊

疗频度信息从医院信息管理系统中获取,或从机构

相关诊疗部门人工记录中抄录。为保证数据质量,所有信息填报人员经统一规范化培训,调查表收回

后进行审核,对有缺项、漏项或逻辑错误的调查表

进行核实,数据录入采用双人纠错录入。1. 4　统计学处理　采用 Excel 2013 建立数据集,运用 SPSS 25. 0 对数据进行描述与分析。将不同地区

X 射线诊断频度进行组间差异性比较,组间比较采

用 χ2 检验,P < 0. 05 为组间两两比较差异有统计学

意义。将不同地区 X 射线诊断频次与设备数、GDP值做相关统计分析,P < 0. 05 为该因素对因变量影

响有统计学意义。

2　结　果

2. 1　基本情况　全省3 178家放射诊疗机构均开展

了常规X 射线诊断检查,其中546 家开展了 CT 检查,153 家开展了介入放射学,37 家开展了核医学应用,69 家开展了放射治疗。全省放射诊疗设备共6 843台,其中常规X 射线诊断设备5 647 台,CT 机790 台,介入设备 244 台,核医学设备 38 台,放射治疗设备

124 台。调查期间,全省放射诊疗应用总频次为

33 771 855人次, 其中常规 X 射线诊断检查占

63. 03%,CT 检查占 34. 57%,介入放射学占 0. 81%,核医学应用占 0. 47%,放射治疗占 1. 12%。不同级

别医疗机构开展各类放射诊疗频次(表 1)。三级医

疗机构数占机构总数的 4. 40%,承担了全省 48. 42%的诊疗工作量,且放射诊疗技术要求越高,占比越大。

表 1　不同级别医疗机构放射诊疗频次　 [n(% )]Table 1　 Number of medical procedures at different grades of medical institutions　 [n(% )]

级别机构数X 射线诊断

常规 X 射线诊断 CT 检查介入放射学小计核医学应用放射治疗合计

三级 140(4. 40) 8 635 024(40. 56) 6 959 436(59. 61) 241 279(88. 63) 15 835 739(47. 65) 147 817(92. 99) 367 314(96. 71) 16 350 870(48. 42)

二级 456(14. 35) 5 695 976(26. 76) 3 970 922(34. 01) 29 988(11. 02) 9 696 886(29. 18) 11 138(7. 01) 12 496(3. 29) 9 720 520(28. 78)

一级 2 582(81. 25) 6 955 406(32. 68) 744 109(6. 38) 950(0. 35) 7 700 465(23. 17) 0(0. 00) 0(0. 00) 7 700 465(22. 80)

合计 3 178(100. 00) 21 286 406(100. 00) 11 674 467(100. 00) 272 217(100. 00) 33 233 090(100. 00) 158 955(100. 00) 379 810(100. 00) 33 771 855(100. 00)

　　注:括号内数值为该类型占总数的百分比。

2. 2　不同地区 X 射线诊断频度　全省不同地区 X射线诊断频度分布(表 2)。 13 个市(州)、3 个直管

市和 1 个林区中,各类 X 射线诊断频度均以省会城

市武汉最高。不同地区频度的差异有统计学意义

(χ2 = 190. 933,P < 0. 01)。将不同地区 X 射线诊断

频次与设备数及 GDP 值分别做单因素相关分析,其


决定系数 r2 分别为 0. 978 和 0. 973,且 P 均 < 0. 01。X 射线诊断应用频度与地区医疗资源配备及经济发

展密切相关。计算所需 2019 年各地市常住人口及

GDP 值统计数据均来自《湖北统计年鉴 2020》 [4]。将此次调查结果与各时期各地区及国际比较

(表 3)。武汉市 2018—2019 年 X 射线诊断应用频

度较 1998 年增加 202. 00% ,其中 CT 检查是 1998年的 26. 33 倍,占全市 X 射线诊断的 36. 98% ,而1998 年仅占 4. 23% [5]。 CT 检查的增长速度远高于

其他 X 射线检查。湖北省 X 射线诊断频度略高于

河北省,但低于江苏省。与美国及其他 I 类医疗保

健水平国家相比,湖北省还存在较大差距。随着社

会经济的持续发展,医疗照射频度必将不断增长。表 2　不同地区医疗机构 X 射线诊断频度分布(人次 /千人口)Table 2　 Distribution of X - ray diagnosticmedical procedure

frequencies at different cities of medical institutions(examinations per 1 000 population)

地区常规 X 射线诊断 CT 检查介入放射学

武汉市 665. 25 396. 59 10. 58

黄石市 405. 67 216. 38 2. 69

十堰市 299. 81 169. 64 6. 62

宜昌市 343. 86 193. 14 3. 62

襄阳市 413. 09 153. 00 5. 69

鄂州市 197. 13 173. 04 2. 27

荆门市 282. 51 181. 05 3. 27

孝感市 182. 51 91. 19 1. 11

荆州市 175. 83 89. 73 5. 39

黄冈市 240. 94 133. 70 1. 01

咸宁市 315. 93 169. 79 3. 66

随州市 267. 35 134. 14 1. 03

恩施州 338. 20 232. 31 2. 02

仙桃市 310. 87 126. 22 0. 63

潜江市 364. 46 67. 59 1. 08

天门市 272. 00 166. 07 2. 54

神农架林区 194. 26 141. 67 0. 00

合计 359. 14 196. 97 4. 59

表 3　各地区 X 射线诊断医疗照射频度比较(人次 /千人口)Table 3　 Comparison of frequency of X - ray diagnosticmedicalprocedures between cities(examinations per 1 000 population)

地区年份常规

X 射线诊断CT 检查

介入放射学

小计

武汉[5] 1998 340. 07 15. 06 0. 27 355. 40

武汉 2018—2019 665. 25 396. 59 10. 58 1 072. 42

湖北 2018—2019 359. 14 196. 97 4. 59 560. 70

河北[6] 2016 242. 86 136. 39 2. 31 381. 56

江苏[7] 2016 598. 60 313. 10 5. 19 916. 89

美国[8] 2016 1 843. 80 229. 10 25. 10 2 098

冰岛[9] 2007—2010 1 976. 90 147. 20 5. 10 2 129

2. 3　 X 射线诊断检查相对频率及所致年集体有效

剂量估算　各项 X 射线诊断检查所致年集体有效

剂量(表 4)。其中各项检查人次数由全省 X 射线诊

断应用总频次普查数据与抽样单位 X 射线诊断检

查的相对频率统计数据估算得到;每次 X 射线检查

所致受检者的有效剂量来自美国国家辐射防护和

测量委员会 2019 年发布的 184 号报告[10]。初步估

算 2019 年全省 X 射线诊断所致年集体有效剂量为

65 399. 55人 · Sv, 全省人均年集体有效剂量

为 1. 10mSv。集体有效剂量中胸部 CT 贡献最大,其次是脊

柱 CT、腹部 CT 和头颅 CT,各项 CT 检查所致集体有

效剂量占总 X 射线检查的 86. 90% 。表 4　 X 射线诊断检查所致年集体有效剂量估算

Table 4　 Estimated collective effectivedoses from X - ray diagnostic examinations

检查类型相对频率

(% )有效剂量(mSv /次)

集体有效剂量[人·Sv(% )]

胸部透视 7. 31 0. 22∗ 534. 45(0. 82)

其他透视 0. 60 0. 10∗ 19. 94(0. 03)

胸部摄影 28. 51 0. 10 947. 48(1. 45)

颈椎摄影 2. 25 0. 36 269. 19(0. 41)

胸椎摄影 1. 01 1. 00 335. 65(0. 51)

腰椎摄影 2. 83 1. 40 1 316. 70(2. 01)

腹部摄影 2. 95 0. 60 588. 23(0. 90)

骨盆摄影 2. 71 0. 40 360. 25(0. 55)

四肢摄影 10. 87 < 0. 01 10. 84(0. 02)

尿路造影 0. 62 3. 00 618. 14(0. 95)

胃肠检查 0. 89 6. 00 1 774. 65(2. 71)

乳腺摄影 0. 32 0. 36 38. 28(0. 06)

牙科口内片 1. 84 0. 04 24. 46(0. 04)

牙科全景摄影 0. 72 0. 02 4. 79(0. 01)

口腔 CT 0. 43 0. 18 25. 72(0. 04)

头颅 CT 11. 21 1. 60 5 960. 69(9. 11)

五官 CT 2. 01 1. 20∗ 801. 58(1. 23)

胸部 CT 11. 84 6. 20 24 395. 75(37. 30)

腹部 CT 4. 06 7. 70 10 389. 33(15. 89)

脊柱 CT 3. 69 8. 80 10 791. 45(16. 50)

盆腔 CT 1. 22 7. 70 3 121. 92(4. 77)

四肢 CT 0. 78 3. 20 829. 50(1. 27)

血管 CTA 0. 32 5. 10 542. 36(0. 83)

脑血管造影 0. 42 7. 00 977. 05(1. 49)

心血管造影 0. 31 7. 00 721. 16(1. 10)

其他检查 0. 28 - -

合计 100. 00 - 65 399. 56(100. 00)

　　注:∗数据参考类似检查数据;集体有效剂量列括号内数值为该类型

占总数的百分比。

3　讨　论

研究调查了全省 3 178 家放射诊疗机构在 2018


年 4 月 1 日至 2019 年 3 月 31 日期间的放射诊疗应

用频次。全省放射诊疗应用发展很不平衡,城乡、地区、各级医院之间差距明显,经济相对发达地区

及大型三甲医院集中大部分优质医疗资源以吸引

更多病患;经济相对落后地区及小型医院或乡镇卫

生院病患明显不足,造成设备闲置。随着医疗体制

改革的不断深入,应加大宏观调控力度,合理配置

放射诊疗资源,促进地区协同平衡发展[11]。全省 X 射线诊断整体应用频率远低于 I 类国家

水平,但 CT 检查单项却已达到甚至超过部分 I 类国

家。 CT 扫描以能获取比传统 X 射线检查更高质量

的医学影像信息而倍受青睐,然而这些信息的获取

是以增加辐射量和多个投照角度为前提的[12]。根

据估算结果, 2019 年全省 CT 检查应用频度占

35. 13% ,但其所致的集体剂量占比 86. 90% 。迅速

增长的 CT 检查其正当性有待进一步调查。吴建满

等[13]报告,急诊儿童颅脑 CT 检查中外伤占比

72. 4% ,但阳性率仅 15. 9% ,远低于国家卫生部规

定的大于等于 60%的要求。X 射线诊断检查的医疗照射通常属于有效剂量

< 100 mSv 的低剂量电离辐射,不会产生明显的组

织损伤[14],受照者往往忽视其健康风险,但低剂量

辐射照射的健康效应主要集中在辐射致癌和遗传

效应上。 UNSCEAR、ICRP 等国际学术机构均认为,低辐射剂量生物学效应符合“线性无阈”模型,即给

定的剂量增量与归因于辐射的癌症或遗传效应发

生概率的增量成正比[1-2]。 ICRP 103 号报告给出的

对于全部人群,低剂量率辐射照射后癌症和遗传效

应的危害调整标称危险系数分别为 5. 5% / Sv 和

0. 2% / Sv[2]。减少放射检查的长期健康风险必须尽量避免

非正当性 CT 检查,并合理控制单次 CT 扫描的辐射

剂量。医生在明确 CT 检查时应有相应的参考指

证,避免不必要的重复检查;优化 CT 扫描参数,通过降低管电压和管电流、增大螺距等方法及迭代重

建技术[15],在满足诊断需求的前提下尽量降低受检

者受照剂量。同时加强宣传,提高公众的放射防护

意识,使其对各项 X 射线诊断检查的辐射剂量及其

健康风险有正确认识。此外许多临床问题可用其

他成像方法来解决,如超声或磁共振成像,以避免

使用电离辐射[15]。鉴于儿童 CT 检查的不断增多和

其对射线的敏感性,需要特别加强研究解决相应的

放射防护与安全措施,制定专门的儿童 CT 辐射防

护标准,更加细致指导儿童 CT 检查工作的发展[16]。利益冲突　所有作者均声明不存在利益冲突

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(收稿日期:2021-05-28)



基金项目:闵行区卫生健康委员会科研课题(2017MW02)第一作者简介:吕静,硕士,主管医师,主要研究方向:食品安全与风险评估

·论　著·

上海闵行区市售面制食品铝含量调查及人群膳食暴露风险评估

吕静1,张晶晶1,付晔1,贾碧云1,赵黎芳1,罗宝章2

1. 上海市闵行区疾病预防控制中心,上海　 201100;2. 上海市疾病预防控制中心

摘要:目的　了解闵行区市售面制食品中铝含量状况,评估该区居民面制食品膳食铝暴露风险水平。方法　 2018—2019 年,在闵行区采集油炸、蒸制、膨化、烘焙四类市售面制食品,检测铝含量。应用食物频率表法,入户调查闵行区

常住居民面制食品的消费量,评估辖区居民面制食品铝暴露情况。结果　四类 227 件市售面制食品中,铝含量平均

值为 31. 66mg / kg,超标率 3. 96% 。超标食品均为油炸面制品,油炸面制食品超标率达到 10. 47% 。流动摊点和餐饮

店制作面制食品的铝超标率显著高于超市和生产厂家。闵行区居民通过四类面制食品对铝的平均摄入量为每周每

公斤体重 0. 18mg,占 PTWI 的 9. 03% ;高食物消费人群通过四类面制食品对铝的摄入量为每周每公斤体重 1. 4mg,占 PTWI 的 69. 90% 。四类面制食品中,对铝暴露量贡献率最高的是油炸面制品。男性油炸面制品日消费量显著高

于女性(P < 0. 05),18 ~ 34 岁年龄段人群显著高于 60 岁及以上年龄段人群(P < 0. 05)。结论　上海市闵行地区居

民市售面制食品的膳食铝平均暴露量对人群健康造成的风险较低,但高食物消费人群存在一定的健康风险。应当

加强对流动摊点和餐饮店的自制油炸面制食品的食品添加剂使用情况监管。积极宣传倡导减少油炸面制品食品频

率和消费量,从而降低油炸面制食品中膳食铝对健康造成的暴露风险。关键词:面制品;铝;暴露评估


An investigation on aluminum content in commercially available flourproducts and risk assessment of dietary aluminum exposure of population

in Minhang District,ShanghaiLYU Jing1,ZHANG Jingjing1,FU Ye1,JIA Biyun1,ZHAO Lifang1,LUO Baozhang2

1. Minhang Center for Disease Control and Prevention,Shanghai　 201100,China;2. Shanghai Center for Disease Control and Prevention,Shanghai　 200336,China

Abstract:　 Objective 　 To investigate aluminum content in commercially available flour products in Minhang District,Shanghai,and to assess the risk of dietary aluminum exposure among permanent residents in Minhang. 　 Methods 　 From2018 to 2019,a total of 227 samples including fried flour products,steamed flour products,puffed products and baked flourproducts,were collected in Minhang District to detect the aluminum content. The food frequency table was used to investigatethe consumption of flour foods by permanent residents in Minhang District and to assess population dietary aluminum exposurerisk. 　 Results 　 The average content of aluminum in 227 kinds of flour products was 31. 66 mg / kg,and the exceedingstandard rate was 3. 96% . The over-standard foods were all fried flour products,and the over-standard rate reached 10. 47% .Moreover,the aluminum over standard rate of flour products produced by itinerant vendors and restaurants was significantlyhigher than that of flour products produced by supermarkets and manufacturers. The average dietary intake of aluminum inMinhang residents was 0. 18 mg / kg per week,accounting for 9. 03% of the provisional tolerable weekly intake (PTWI). Thealuminum exposure of the population with high consumption of foods was 1. 4 mg / kg per week,accounting for 69. 90% of thePTWI. Among the four types of flour products,fried flour products had the highest contribution rate to aluminum exposure. Thedaily consumption of fried flour products in males was significantly higher than that in females (P < 0. 05),and the 18 - 34


age group was significantly higher than the 60 years old and above group (P < 0. 05). 　 Conclusion　 The risk of the averagedietary aluminum exposure of flour foods among Minhang residents is relatively low,but people with high consumption of foodswould be confronted with increased health risks. It is necessary to strengthen the supervision on the use of aluminum-containing additives in itinerant vendors and restaurants,and actively advocate reducing the frequency and the consumption offried flour products,thus reduce the exposure to the high risk of dietary aluminum in fried flour products.Keywords:Flour food;Aluminum;Exposure assessment

　　铝是人体非必需微量元素,具有生物蓄积性。2014 年国家卫计委(现国家卫健委)等五部门联合

发布了《关于调整含铝食品添加剂使用规定的公

告》 [1] (以下简称《公告》),调整了铝添加剂的使

用。但自《公告》实施以来,很多地区在面制食品的

铝含量监测中仍发现了铝超标现象[2-6]。在我国国

民的膳食结构中,面食类食品占有重要地位,且面

粉、馒头、油条对铝暴露量的贡献率最高[7-8]。故调

查对 2018—2019 年闵行区市售面制食品中铝含量

开展调查,并结合面制食品消费数据,对闵行区居

民市售面制食品铝暴露风险进行评估。

1　材料与方法

1. 1　样品采集　在闵行区 6 个街镇食品供应主要

渠道采集面制品样品,采样场所覆盖流动摊点、超市、餐饮店,样品包括油炸、蒸制、烘焙、膨化食品等

4 类面制品。1. 2　检测方法　采用 2017 食品安全国家标准食品

中铝的测定 GB / T 5009. 182 - 2017 电感耦合等离子

体质谱法(ICP - MS)测定样品的铝含量,检出限为

0. 5mg / Kg。检测采用有证标准物质、平行样测定等

质量控制方法,以确保数据准确可靠。1. 3　消费量数据　基于全国第六次人口普查数据,结合经济发展和地域分布,采用分层随机抽样方

法,抽取 7 个街镇,28 个居委会 /行政村。按 10 ~ 17岁、18 ~ 34 岁、35 ~ 59 岁、60 岁及以上 4 个年龄段

分组,共抽取本市常住居民 280 人作为样本人群,应用食物频率表法,4 月、10 月各入户一次调查面制食

品的消费量,取平均消费量。

1. 4　评价标准　依据 GB 2760 - 2014《食品安全国

家标准食品添加剂使用标准》进行判断。油炸面制

品、焙烤食品铝残留限量≤100mg / Kg 为合格。1. 5　膳食暴露评估　根据闵行区市售面制品中铝

含量检测数据和消费量数据,计算得出闵行区居民

每周每公斤体重的铝摄入量,将 JECFA 制定的铝

PTWI 每周每公斤体重 2mg 作为暴露评估标准[9]。计算公式:铝的每周平均摄入量(mg / Kg. bw) = ∑[某类市售面制食品每周的平均消费量(g) × 同类食

品中铝的平均检测值(mg / Kg)] / 1000 ÷ 体重(Kg)。膳食铝的贡献率(%) = 某类面制食品铝摄入量 /各类面制食品铝摄入量之和。在计算铝摄入量时,铝含

量数据采用该类食品平均铝含量,食物消费量数据采

用均值和 P97. 5,以分别反映闵行居民四类面制食品平

均铝摄入量和高消费人群铝摄入量。1. 6　统计分析　应用 SPSS18. 0 软件,采用平均值

和四分位数间距进行统计学描述;超标率采用单因

素卡方检验进行两两比较;消费量采用单因素方差

分析进行两两比较。

2　结　果

2. 1　闵行区市售面制食品铝含量分析

2. 1. 1　闵行区市售面制食品铝含量检测结果　共

采集食品样品 227 件,平均值 31. 66mg / kg,中位数

7. 47mg / kg, 最大检出 1 111. 14mg / kg, 超标率

3. 96% ,超标样品均为油炸面制品。油炸面制品,平均值 68. 82mg / kg,超标率 10. 47% 。烘焙面制品、蒸制面制品、谷类膨化食品均无超标样品,平均值分

别为 7. 66mg / kg、8. 94mg / kg、12. 83mg / kg(表 1)。

表 1　闵行区四类市售面制食品铝含量

Table 1　 Aluminum content in four categories of flour products in Minhang

食品类别样本数量

(份)市售食品中铝含量(mg / kg)

平均值 ± 标准差最小值 P50 P90 P95 P97. 5 最大值

检出率(% )

超标率(% )

油炸面制品 86 68. 82 ± 203. 12 1. 42 7. 54 190. 67 473. 31 840. 33 1 111. 14 100. 00 10. 47

烘焙面制品 58 7. 66 ± 4. 83 ND 6. 87 12. 57 18. 30 21. 01 21. 17 98. 28 0. 00

蒸制面制品 61 8. 94 ± 10. 46 1. 22 6. 67 15. 12 20. 91 23. 90 77. 80 100. 00 0. 00

膨化食品 22 12. 83 ± 8. 68 ND 12. 80 20. 73 29. 66 29. 68 32. 76 90. 91 0. 00

合计 227 31. 66 ± 128. 11 ND 7. 47 20. 67 32. 33 347. 16 1 111. 14 98. 68 3. 96


2. 1. 2　不同来源市售食品铝含量超标分析　调查

的面制食品主要生产场所类型为流动摊点、餐饮

店、超市和生产企业, 分别占总量的 18. 06% 、8. 37% 、46. 26% 、27. 31% 。其中,流动摊点和餐饮

店售卖的自制面制食品铝超标率较高,分别达到

13. 89%和 11. 76% 。采用 χ2 检验两两比较不同生

产厂家类型面制品铝超标率,结果表明,流动摊点

和餐饮店制作面制食品的铝超标率显著高于超市

和生产企业(P < 0. 01)。对散装和定型包装样本铝

超标率进行 χ2 检验,结果表明散装食品显著高于预

包装食品(P < 0. 05)(表 2)。2. 2　铝的膳食暴露评估及食物来源　根据四类食

品中铝的平均含量和闵行区居民面制食品消费量

均数及 P97. 5 进行人群膳食铝摄入量的暴露评估。结果显示,闵行区居民通过单一一种面制食品的平

均铝摄入量范围为每周每公斤 0. 004 ~ 0. 11mg,通过四类面制食品对铝的平均摄入量为每周每 kg 体

重 0. 18mg,占 PTWI 的 9. 03% ;高食物消费人群通

过四类面制食品对铝的摄入量为每周每 kg 体重

1. 40mg,占 PTWI 的 69. 9% 。四类面制食品中,对铝摄入量贡献率最高的是油炸面制品, 达到

58. 76% (表 3)。2. 3　不同特征人群油炸面制食品铝暴露量评估

2. 3. 1　对铝含量超标的油炸面制品消费量比较发

现,男性油炸面制品日消费量显著高于女性(P <0. 05),18 ~ 34 岁年龄段人群显著高于 60 岁以上年

龄段人群(P < 0. 05)。2. 3. 2　不同特征人群油炸面制食品铝暴露量　对

不同性别和年龄段人群进行人群膳食铝摄入量的

暴露评估。结果显示,闵行区男性居民通过油炸面

制食品铝平均摄入量为每周每 kg 体重 0. 13mg,占PTWI 的 6. 31% , 女性为 0. 08mg, 占 PTWI 的

3. 84% 。不同年龄段居民通过油炸面制食品的每周

每 kg 体重铝平均摄入量从高到低依次为 18 ~ 34 岁

0. 15mg、10 ~ 17 岁 0. 12mg、35 ~ 59 岁 0. 09mg、60 岁

及以上 0. 05mg(表 4)。表 2　闵行区不同来源市售面制食品铝含量超标情况

Table 2　 The pollution by aluminum from different sources ofthe flour products in Minhang

相关因素超标样品数未超标样品数 χ2 值 P

包装类型

　散装 9 1404. 88 < 0. 05

　预包装 0 78

生产厂家类型

　流动摊点 5 36

　餐饮店 2 1712. 74 < 0. 01

　超市 2 103

　生产企业 0 62

生产季节

　春季 1 42

　夏季 0 523. 36 > 0. 05

　秋季 3 63

　冬季 5 61

表 3　闵行区居民面制食品膳食铝摄入量及四类面制食品的贡献率

Table 3　 Intake of dietary aluminum ofresidents in Minhang and the contribution rate of four categories of the flour products

食品类别铝残留量(mg / kg)

消费量(g / d) 每周铝摄入量(mg / kg. bw) 占 PTWI% 贡献率%均数 P97. 5 均数 P97. 5 均数 P97. 5 均数 P97. 5

油炸面制品 68. 82 12. 12 63. 76 0. 11 0. 56 5. 31 27. 92 58. 76 57. 50烘焙面制品 7. 66 23. 40 121. 29 0. 02 0. 12 1. 13 5. 87 12. 53 12. 08蒸制面制品 8. 94 42. 33 219. 69 0. 05 0. 25 2. 40 12. 44 26. 55 25. 63膨化食品 12. 83 2. 39 28. 57 0. 004 0. 05 0. 19 2. 33 2. 16 4. 79

合计 31. 66 80. 24 347. 58 0. 18 1. 40 9. 03 69. 90 100. 00 100. 00

表 4　不同人群油炸面制食品铝摄入量

Table 4　 Intake of dietary aluminum of different residentsin Minhang

特征消费量(g / d)

均值每周铝摄入量

(mg / kg. bw)均值占 PTWI%

均值

性别

　男性 17. 03 0. 13 6. 31　女性 8. 61 0. 08 3. 84年龄组(岁)　 10 ~ 17 14. 22 0. 12 6. 23　 18 ~ 34 17. 30 0. 15 7. 57　 35 ~ 59 10. 79 0. 09 4. 72　 ≤60 6. 09 0. 05 2. 67

3　讨　论

调查研究发现上海市闵行区市售的油炸面制

品、蒸制面制品、烘焙面制品、膨化食品四类面制品

总体铝含量平均值为 31. 66mg / kg,除油炸面制品外

其他三类面制品中铝残留量虽均有检出,但都未超

过国家限定标准。说明闵行区总体市售面制食品

中含铝添加剂使用情况较好,且较 2012 年上海市的

调查结果来看已有所改善[10]。调查市售面制品的铝暴露评估结果显示,闵行


区居民通过任何单一一种食品的平均铝摄入量均

未超过 JECFA 规定的 PTWI,且四大类面制食品每

周膳食铝摄入量平均值为 0. 18mg / kg,为 PTWI 的

9% ,与金华、广州和郑州地区居民面制食品铝平均

摄入量相近[11-13],说明闵行区居民通过市售的四类

面制食品所引起的铝暴露风险较低,但油炸面制品

对铝摄入量贡献率近 60% ,应引起关注。高消费人

群的每周膳食铝摄入量平均值为 1. 4mg / kg,高于浙

江金华地区 ( 0. 96mg / kg ) [11], 低于广东地区

(1. 995mg / kg) [12]。虽然闵行居民高消费人群的每

周膳食铝摄入量占 PTWI 的 70% ,但研究仅调查了

市场上常见售卖的四大类面制食品,未覆盖面条、饼干、月饼、家庭自制等其他面制食品以及铝污染

常见的海蜇、粉条等膳食[14-15],存在一定程度的低

估,加之上海地区膳食铝摄入来源于谷类的占一半

以上[10],因此闵行区居民对面制食品高消费人群摄

入的铝存在一定的健康风险。此次调查油炸面制品的超标率达到了 10. 5% ,

说明存在部分油炸面制食品在制作过程中未按照

GB 2760 - 2014《食品安全国家标准食品添加剂使

用标准》规定的“按生产需要适量使用”要求添加硫

酸铝钾或硫酸铝铵。违规添加的生产场所主要集

中在流动摊点和餐饮店,且都是自制散装的油炸面

制品,与国内其他地区调查的结果类似[16],可能与

从业人员对铝添加剂使用标准不清楚有关[17],因此

铝食品添加剂仍是膳食铝暴露的主要风险来源,辖区的市场监管部门应当加强对这两类场所的监管。调查的油炸面制食品对膳食铝摄入贡献较大,接近

60% ,在食用油炸面制食品的人群中男性人群每周

油炸面制品铝暴露量明显高于女性人群,与郑州市

调查结果相近[13]。因此,男性人群应当减少油炸面

制食物的消费。综上所述,上海市闵行地区居民市售面制食品

的膳食铝平均暴露量对人群健康造成的风险较低,但市售油炸面制食品高食物消费人群可能存在一

定的健康风险。对流动摊点和餐饮店的自制油炸

面制食品的食品添加剂使用情况需加强监管,这对

闵行地区居民减少铝摄入,降低暴露风险起到关键

作用。同时,对于铝暴露量相对高的男性群体,应加强对其健康宣传,倡导健康的消费饮食方式,从而减少铝膳食暴露风险。利益冲突　所有作者均声明不存在利益冲突

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卫生与预防医学,2020,31(1):118-122.(收稿日期:2021-05-25)



基金项目:国家自然科学基金面上项目(81773471)第一作者简介:李进义,硕士,主管医师,主要研究方向:公共卫生

通信作者:汪春红,博士,教授,Email:wchunhong027@ whu. edu. cn

·论　著·

襄阳市城区生活饮用水中氯化消毒副产物暴露水平及健康风险评价

李进义1,2, 方云波2,汪雪涛2,胡玮2,施祥雨2,汪春红1

1. 武汉大学健康学院,武汉　 430071; 2. 湖北省襄阳市疾病预防控制中心

摘要:目的　了解襄阳市城区生活饮用水消毒副产物暴露水平,评价其人群健康风险,为饮用水安全风险管控提供

参考依据。方法　根据国标方法采样和实验室检测,利用美国环境保护署 USEPA 提供的评估模型进行风险评价。结果　襄阳市生活饮用水中三氯甲烷、二氯一溴甲烷、一氯二溴甲烷、三溴甲烷均有检出。经液氯消毒的水中卤代

烃类消毒副产物含量大于二氧化氯消毒的水,除三溴甲烷外其他三种消毒副产物丰水期含量大于枯水期。经二氧

化氯消毒的管网末梢水和二次供水中三氯甲烷含量高于出厂水。液氯消毒的生活饮用水中氯化消毒副产物经饮水

产生的致癌风险是 4. 33 × 10 - 5,非致癌风险是 0. 114,二氧化氯消毒的生活饮用水中氯化消毒副产物经饮水产生的

致癌风险是 1. 24 × 10 - 6,非致癌风险是 3. 15 × 10 - 3。结论　襄阳市城区生活饮用水消毒副产物健康风险处于可接

受水平,但对于液氯消毒产生的三氯甲烷仍需要重点关注。建议使用二氧化氯消毒以降低卤代烃类消毒副产物的

健康风险。关键词:生活饮用水;氯化消毒副产物;健康风险评价


Exposure level and health risk assessment of chlorination disinfectantby-products in drinking water in Xiangyang City

LI Jinyi1,2,FANG Yunbo2,WANG Xuetao2,HU Wei2,SHI Xiangyu2,WANG Chunhong1

1. School of Health Science,Wuhan University,Wuhan　 430071,China;2. Xiangyang Center for Disease Control and Prevention,Xiangyang,Hubei　 441022,China;

Corresponding author:WANG Chunhong,Email: wchunhong027@ whu. edu. cn

Abstract:　 Objective 　 To understand the exposure level of disinfection by-products ( DBPs) in drinking water inXiangyang City and to evaluate the health risks of the population,so as to provide reference for the safety risk control ofdrinking water. 　 Methods　 Sampling and laboratory testing were conducted according to national standard methods. The riskassessment model provided by USEPA was used to evaluate the health risks. 　 Results 　 Trichloromethane ( TCM),bromodichloromethane (BDCM),dibromochloromethane (DBCM) and tribromomethane (TBM) were detected in drinkingwater in Xiangyang City. The contents of halogenated hydrocarbon DBPs in water disinfected with liquid chlorine were higherthan those with chlorine dioxide. The contents of three DBPs were higher in wet season than those in dry season except TBM.The content of TCM in pipe network terminal water and secondary water supply disinfected with chlorine dioxide was higherthan that in factory water. The carcinogenic risk of DBPs in drinking water disinfected with liquid chlorine was 4. 33 × 10 - 5,and the non-carcinogenic risk was 0. 114. The carcinogenic risk of DBPs in drinking water disinfected with chlorine dioxidewas 1. 24 × 10 - 6,and the non-carcinogenic risk was 3. 15 × 10 - 3 . 　 Conclusion　 The health risk of DBPs in drinking waterin Xiangyang City is acceptable, but TCM produced by liquid chlorine disinfection should be paid more attention. It isrecommended that chlorine dioxide disinfection be used to reduce the health risks of halogenated hydrocarbon DBPs.Keywords:Drinking water;Disinfection by-products;Health risk Assessme


　　城市生活饮用水处理过程中含氯消毒剂与水

体中的有机前体物反应会生成氯化消毒副产物,主要包括三氯甲烷(TCM)、二氯一溴甲烷(BDCM)、一氯二溴甲烷(DBCM)、三溴甲烷(TBM) [1]。研究表

明,消毒副产物与肿瘤发生[2] 和胎儿发育障碍[3] 有

关。我国生活饮用水卫生标准(GB5749 - 2006)也将 TCM 列为常规监测指标,BDCM、DBCM、TBM 列

为非常规监测指标。襄阳市位于汉江中段地区,城区分布有 6 家水厂,全部以汉江水为水源,供水覆盖

人口 100 余万人。研究通过调查襄阳市城区生活饮

用水消毒副产物暴露水平,结合美国环境保护署

( United States Environmental Protection Agency,USEPA)推荐的健康风险评价模型评价氯化消毒副

产物产生的健康影响效应,为襄阳市以及其他汉江

沿线城市生活饮用水安全风险控制提供参考依据。

1　材料与方法

1. 1　水样采集　 2019—2020 年,每年 4 月枯水期

和 8 月丰水期分别采集市区 6 家水厂的出厂水、末梢水和二次供水 50 份,每次采集 6 家水厂出厂水各

1 份,根据供水范围和水厂规模采集末梢水和二次

供水 44 份。水样按照《生活饮用水标准检验方法

水样的采集与保存》 (GB / T 5750. 2 - 2006)采集和

处理,4h 内送至实验室检测,每份样品采集平行样。1. 2　水样检测与评价　按照《生活饮用水标准检

验方法消毒副产物指标》 (GB / T 5750. 10 - 2006 )顶空 -毛细管气相色谱法检测 TCM、BDCM、DBCM、TBM 四个指标。检测结果按照 GB5749 - 2006 进行

评价,对超标和结果异常的样品进行复检。1. 3　健康风险评估模型　采用 USEPA 推荐的健康

风险评估模型[4] 对消毒副产物进行致癌风险和非

致癌风险的评价,部分参数参考中国人群暴露手册

(成人卷) [5]中湖北省城市居民调查数据。1. 3. 1　致癌风险评价　污染物的致癌风险 R(单位

a - 1)按照公式(1) - (2)计算;R = CDI × SF (1)

CDI =Cw × IR × EF × ED

BW × AT (2)

公式中 CDI 为经饮水慢性日均摄入量,mg /(kg∙d);SF 为各消毒副产物的经口途径致癌斜率

因子,(kg∙d) / mg,其值参考美国环保署综合风险

信息系统(IRIS)和美国风险评估信息系统(RAIS)的数据;Cw 为生活饮用水中消毒副产物的含量,mg / L; IR 为每日饮水量, 湖北省城市居民为

1. 918L / d;EF 为暴露频率,取 365d / a,ED 为暴露持

续时间,取 74. 87a,BW 为成人平均体重,取 62. 2kg,AT 为平均暴露时间,为 365 × 74. 87d。根据 USEPA风险评价标准,当 R 值 < 10 - 6时,表示风险不明显,在 10 - 4与 10 - 6之间时,表示风险处于可接受水平,当污染物致癌风险 > 10 - 4时,表示有较高的风险。1. 3. 2　非致癌风险评价污染物经口途径对人体健

康产生的非致癌风险 HI(单位 a - 1 )采用公式(3)计算。

HI = CDIRfD (3)

公式中 CDI 参照致癌风险评价, AT 取 30a(10950d),RfD 为污染物的非致癌参考剂量,mg /(kg∙d),数据参考 IRIS。当 HI < 1 时,表示污染物

风险可以接受,HI > 1 时,表示有较高的非致癌

风险。1. 4　统计分析　采用 Excel 2016 进行样品信息和

检测数据录入并建立数据库,使用 SPSS 26. 0 进行

统计分析。未检出副产物以检出限的 1 / 2 进行统计

分析。 4 种副产物的数据分布均不满足正态分布,因此统计分析采用非参数检验,P < 0. 05 为差异有

统计学意义。

2　结　果

2. 1　监测总体情况　 2019—2020 年共采集并检测

襄阳市主城区生活饮用水 200 份,每年丰水期和枯

水期各 50 份,4 种消毒副产物均有检出,其中 TCM、BDCM、 DBCM、 TBM 检出率分别为 100. 00% 、100. 00% 、99. 00% 、97. 00% 。检测结果均未超过

GB 5749 - 2006 限量标准,监测样品合格率 100% 。2. 2　不同消毒方式对消毒副产物生成的影响　襄

阳市城区 6 家水厂中某水厂采用高纯二氧化氯(以亚氯酸盐为原料)消毒方式,供水覆盖人口 15 万

人,其他 5 家水厂全部采用液氯消毒,供水覆盖人口

90 万人。研究采集某水厂供水水样 30 份,其他水

厂供水水样 170 份。不同消毒方式产生的消毒副产

物含量水平(表 1),其中采用液氯消毒的生活饮用

水中 TCM、BDCM、DBCM、TBM 都明显高于二氧化

氯消毒的生活饮用水(P < 0. 05)。2. 3 　消毒副产物的季节分布　采用配对资料的

Wilcoxon 符号秩检验,对同一取水点丰水期和枯水

期消毒副产物含量水平比较。结果显示经液氯消

毒的生活饮用水,丰水期 TCM、BDCM、DBCM 明显

高于枯水期(P < 0. 05),而 TBM 组间比较差异无统


计学意义(P = 0. 183)。二氧化氯消毒的生活饮用

水,丰水期与枯水期 TCM(P = 0. 173)、BDCM(P =0. 249)、DBCM(P = 0. 136)、TBM(P = 0. 552)组间

比较差异均无统计学意义。2. 4　不同水样类型消毒副产物的分布　水厂出厂

水中消毒副产物含量可能会随着二次供水的储存

和输水管道的运输发生变化。研究结果显示采用

液氯消毒的出厂水、二次供水和末梢水中 TCM、BDCM、 DBCM、 TBM 含量差异均无统计学意义

(P 均 > 0. 05)。采用二氧化氯消毒的各类型水样

中 BDCM ( P = 0. 249 )、 DBCM ( P = 0. 136 )、 TBM(P = 0. 552)组间比较差异无统计学意义,二次供水

和末梢水中 TCM 与出厂水相比有了明显升高(P <0. 05)。

2. 5　襄阳市区生活饮用水中氯化消毒副产物的健

康影响评价　用丰水期、枯水期二次供水和末梢水

中各消毒副产物的中位数来估计平均暴露水平,每年襄阳市枯水期和丰水期时间各按半年计算,四种

消毒副产物的健康风险(表 2)。采用液氯消毒所产

生的消毒副产物总致癌风险为 4. 33 × 10 - 5,处于尚

可接受水平,但明显高于二氧化氯消毒所产生的致

癌风险;其中 TCM 产生的致癌风险为 3. 28 × 10 - 5,占比 75. 7% ,说明 TCM 是液氯消毒产生的主要致

癌物;TBM 致癌风险为 1. 09 × 10 - 8,风险不显著,占比最小。二氧化氯消毒产生的 4 种消毒副产物致癌

风险均 < 10 - 6,风险不显著。采用液氯消毒和二氧

化氯消毒的非致癌风险 HI 均 < 1,非致癌风险也在

可接受水平,符合生活饮用水安全要求。

表 1　襄阳市城区生活饮用水中消毒副产物监测结果

Table 1　 Monitoring results of DBPs in drinking water of Xiangyang City

消毒副产物

结果范围(μg / L) 中位数(μg / L)液氯消毒二氧化氯消毒液氯消毒二氧化氯消毒

丰水期枯水期丰水期枯水期丰水期枯水期丰水期枯水期

TCM 3. 40 ~ 59. 2 2. 00 ~ 59. 3 0. 125 ~ 13. 7 0. 216 ~ 9. 60 36. 10 29. 70 0. 500 0. 500

BDCM 0. 050 5 ~ 15. 0 1. 40 ~ 11. 4 0. 010 0 ~ 3. 20 0. 008 80 ~ 2. 24 5. 82 3. 82 0. 253 0. 020 3

DBCM 0. 017 1 ~ 11. 6 0. 081 7 ~ 5. 01 ND ~ 0. 520 ND ~ 0. 318 0. 567 0. 549 0. 033 1 0. 004 82

TBM ND ~ 5. 34 ND ~ 2. 94 0. 011 5 ~ 0. 069 7 ND ~ 0. 064 8 0. 045 6 0. 047 1 0. 034 5 0. 034 6

　　注:ND 表示未检出。

表 2　襄阳市生活饮用水中消毒副产物健康风险评价结果

Table 2　 Health risk assessment results of DBPs in drinking water in Xiangyang City

消毒副产物SF

[(kg∙d) / mg]RfD

[mg / (kg∙d)]液氯消毒二氧化氯消毒

致癌风险 R 非致癌风险 HI 致癌风险 R 非致癌风险 HI

TCM 0. 031 0. 01 3. 28 × 10 - 5 0. 106 8. 73 × 10 - 7 2. 81 × 10 - 3

BDCM 0. 062 0. 02 9. 05 × 10 - 6 7. 30 × 10 - 3 3. 06 × 10 - 7 2. 47 × 10 - 4

DBCM 0. 084 0. 02 1. 42 × 10 - 6 8. 44 × 10 - 4 5. 31 × 10 - 8 3. 16 × 10 - 5

TBM 0. 007 9 0. 02 1. 09 × 10 - 8 6. 88 × 10 - 5 8. 42 × 10 - 9 5. 33 × 10 - 5

合计 4. 33 × 10 - 5 0. 114 1. 24 × 10 - 6 3. 15 × 10 - 3

3　讨　论

采用液氯消毒产生的卤代烃类消毒副产物含

量明显高于采用二氧化氯消毒,与国内大部分研究

结果一致[6],生活饮用水中消毒副产物主要源于水

源水中的腐殖酸与含氯消毒剂反应而来[7]。含有

羧基、羟基等官能团的腐殖酸,能与液氯和次氯酸

发生亲电取代反应,并经水解最终生成卤代烃,反应速度较快,生成的卤代烃也较多。而二氧化氯是

氧化剂,与腐殖酸主要发生的是氧化反应,反应速

度慢,所生成的卤代烃相比液氯要少。液氯消毒的生活饮用水,除 TBM 外,其他三种

消毒副产物在丰水期均比枯水期含量要高。原因

可能是消毒副产物的生成除了跟腐殖酸的含量有

关外,还与水温、pH、加氯量、反应时间等条件有关。研究表明,对于液氯消毒方式,在 pH 5. 6 ~ 9. 5 范围

内,水源 pH 值越小,产生的消毒副产物效率越

高[7-8]。襄阳市 5 ~ 10 月为丰水期,其汉江水源水

pH 值低于枯水期[9];丰水期处于夏秋季节,水温比

枯水期高,上述因素可能提高了消毒副产物的生成

速率。而溴化三卤甲烷来自水体中的溴化物在液

氯的作用下,逐渐转化生成。当溴离子浓度较低

时,主要生成 DBCM 和 BDCM,TBM 占比较小[10]。襄阳市汉江水中溴化物浓度可能较低,导致 TBM 生


成变化不明显。对于使用二氧化氯消毒的水,虽然

丰水期腐殖酸的增加,产生的氯化消毒副产物也会

增加,但这种氧化反应较慢。随着丰水期水源 pH值的降低,生成消毒副产物的效率也降低。因此对

于二氧化氯消毒的水,丰水期和枯水期各副产物变

化不明显。对于液氯消毒的水厂,4 种消毒副产物在出厂

水、末梢水、二次供水中分布无明显差异,与陈光强

在江门市开展的市区生活饮用水中挥发性有机物

调查结果[11]一致。由于出厂水余氯的存在,消毒副

产物的生成随着管道运输在持续增加,但输水管道

和二次供水储水容器中引入的低浓度零价铁和二

价铁,与卤代烃发生还原反应,可以降解消毒副产

物[12]。而对于二氧化氯消毒的水,零价铁和二价铁

可以还原二氧化氯,促进二氧化氯发生歧化反应,进一步促进了消毒副产物的生成。

襄阳市生活饮用水致癌风险和非致癌风险均

在可接受水平。但是对于氯化消毒的饮用水,四种

消毒副产物的总致癌风险达到了 4. 33 × 10 - 5,高于

省内武汉市[13]和国内部分地市[14-16]饮用水水平,另外,因评估仅考虑了饮水,而未考虑洗澡、游泳[17] 等

用水活动造成消毒副产物经皮肤和呼吸引起的健

康效应,因此对于液氯消毒的饮用水,副产物的致

癌风险仍需引起注意,TCM 引起的致癌风险占全部

消毒副产物的 75. 7% ,今后尤其需要重点关注。该研究仅考虑了 4 种最常见的卤代烃类消毒副

产物,未考虑卤代酸、卤代酮等其他消毒副产物,可能低估了该市生活饮用水中消毒副产物的实际风

险水平,对于该部分消毒副产物,还需进一步深入

研究。利益冲突　所有作者均声明不存在利益冲突

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(收稿日期:2021-03-17)



基金项目:广州市卫生健康科技项目:广州地区小龙虾中重金属分布特征与横纹肌溶解症相关性研究(20191A010044)第一作者简介:林虹,硕士研究生,主管医师,主要研究方向:食源性疾病与暴发应对

通信作者:曹文婷,博士,讲师,Email:hy0208040@ hainmc. edu. cn

·论　著·

广州市白云区小龙虾相关横纹肌溶解综合征病例流行病学特征及相关影响因素分析

林虹1,陈梁发1,谭伟煊1,罗桂河1,彭会德1,曹文婷2,卢祝靓子3

1. 广州市白云区疾病预防控制中心,广州　 510445;2. 海南医学院公共卫生学院;3. 广州市疾病预防控制中心

摘要:目的　为了解广州市白云区小龙虾相关横纹肌溶解综合征病例的临床及流行病学特征,探讨发病相关因素,为预防小龙虾横纹肌溶解综合征提供依据。方法　通过食源性疾病监测报告系统发现小龙虾相关横纹肌溶解综合

征病例,对病例开展现场流行病学调查,分析其临床特征与流行病学特征。　结果　 2020 年共发生 25 例小龙虾相

关横纹肌溶解综合征,小龙虾进食量为 5 ~ 25 只,潜伏期为 1 ~ 9. 5 h,发病后至就医间隔时间为 0. 17 ~ 9 h,所有病例

均出现肌肉疼痛,病例肌酸激酶(CK)含量亦不同程度升高(128 ~ 17 851 U / L)。 10 起小龙虾聚餐者回顾性队列研

究分析,暂未发现食用小龙虾不同部位(虾头、虾线)与小龙虾相关横纹肌溶解综合征的发病率相关。结论　广州市

白云区报告的横纹肌溶解综合征病例发病与食用小龙虾有关,但致病因素待进一步研究,建议加强小龙虾养殖、运输、销售和加工的监管,保障消费者健康。关键词:横纹肌溶解综合征;小龙虾;哈夫病;流行病学分析


Epidemiological characteristics and related factors of crayfish associatedrhabdomyolysis syndrome in Baiyun District,Guangzhou

LIN Hong 1, CHEN Liangfa1,TAN Weixuan 1, LUO Guihe1, PENG Huide1,CAO Wenting2,LU Zhu liangzi3

1. Guangzhou Baiyun Center for Disease Control and Prevention,Guangzhou　 510445,China;2. HaiNan Medical University,Haikou　 571199,China;

3. Guangzhou Center for Disease Control and Prevention,Guangzhou　 510440,ChinaCorresponding author: CAO Wenting,Email: hy0208040@ hainmc. edu. cn

Abstract:　 Objective　 To investigate the clinical and epidemiological characteristics of crayfish associated rhabdomyolysissyndrome in Baiyun District,Guangzhou,and explore the related factors,and to provide evidence for the prevention of crayfishrhabdomyolysis syndrome. 　 Methods 　 The cases of crawfish associated rhabdomyolysis syndrome were found through thefoodborne disease surveillance and reporting system,and a field epidemiological investigation was carried out to analyze theclinical and epidemiological characteristics of the cases. 　 Results　 A total of 25 cases of crayfish associated rhabdomyolysissyndrome occurred in 2020. The intake of crayfish of the cases ranged from 5 to 25,the incubation period was 1 to 9. 5h,andthe interval from onset to medical treatment was 0. 17 to 9h. All the cases had muscle pain,and the content of creatine kinase(CK) in the cases increased to varying degrees (128 - 17 851 U / L). Retrospective cohort analysis of 10 crayfish eventsfound no correlation between the consumption of different parts of crayfish and the incidence of crayfish-relatedrhabdomyolysis syndrome. 　 Conclusion 　 The incidence of rhabdomyolysis syndrome reported in Baiyun District ofGuangzhou is related to the consumption of crayfish,but the pathogenic factors need to be further studied. It is suggested tostrengthen the supervision of crayfish breeding,transportation,sales,and processing to ensure the health of consumers.Keywords:Crayfish;Rhabdomyolysis syndrome;Haff disease;Epidemiological analysis


　　哈夫病是指病例食用过鱼虾等水产品 24 h 内出

现不明原因的横纹肌溶解综合征( rhabdomyolysis,RM),伴有肌酸激酶高于正常参考值 5 倍以上,主要

临床特征是肌肉疼痛、肌无力等[1]。小龙虾学名为

克氏原螯虾,是我国常见的养殖品种,广受消费者

喜爱,也是常见引起哈夫病的相关食物[2]。近年来

中国出现小龙虾消费热潮,市场需求日益扩大[3],多地区发生与小龙虾相关的 RM 病例报道,2016 年

我国长江中下游地区出现大量进食小龙虾引起的

RM 病例[4],广东省 7 ~ 9 月报告 48 例小龙虾相关

的哈夫病[5]。 2020 年夏季广州发生多起“小龙虾

门”事件,因食用小龙虾引起全身肌肉酸痛、酱油尿

的事件数量明显高于历年平均水平,销售的小龙虾

多产自长江中下游地区。研究对 2020 年广州市白

云区报告的与小龙虾相关的 RM 病例开展调查研

究,分析其临床及流行病学特征,并探讨发病的相

关因素,为该疾病防治提供参考依据。

1　对象与方法

1. 1　病例来源　通过搜索国家食源性疾病监测报

告系统,得到 2020 年广州市白云区食源性疾病监测

医院上报的疑似及确诊的 RM 病例,共 25 例,均因

进食小龙虾发病。1. 2　病例定义　疑似病例:24 h 内有食用小龙虾

(克氏螯虾、蝲蛄、鱼、蟹)等水产品史,且排除过量

运动、创伤、饮酒、自身免疫性疾病、遗传性疾病、药物、感染、代谢异常等其他原因,出现全身性或局部

性肌肉疼痛、伴有乏力等横纹肌溶解综合征症状,实验室检查血清肌酸激酶(CK)高于正常值,但低于

5 倍。确诊病例:疑似病例血清 /尿肌红蛋白增高,或肌酸激酶(CK)高于正常值 5 倍及以上。1. 3　流行病学调查　食源性疾病监测医院通过系

统上报病例,疾控中心及时开展流行病学调查。通

过现场调查收集病例的发病情况、临床表现、实验

室检查结果、小龙虾暴露史及来源、同餐未发病人

员进食情况等信息。1. 4　统计学分析　采用 Excel 2010 软件建立数据

库,运用 SPSS 19. 0 软件对数据进行统计分析。对

计量资料采用均数 ± 标准差的方式进行描述,偏态

分布资料以中位数和四分位数间距表示,计数资料

组间比较采用 χ2 检验。以正态转换后的 CK 值为

因变量,患者年龄、性别、BMI、进食小龙虾只数为自

变量,采用多重线性回归分析筛选相关影响因素。双侧 P < 0. 05 差异具有统计学意义。

2　结　果

2. 1　病例临床特征　 2020 年广州市白云区接报 16起小龙虾相关 RM 事件,其中确诊病例 17 例,疑似

病例 8 例, 合计 25 例病例。其中女性 17 名

(68. 00% ),男性 8 名(32. 00% ),女性比例较高。所有病例均出现不同部位的肌肉疼痛的临床特征,其中出现腰背部(21 例)、肩部(19 例)和颈部(17例)肌肉疼痛例数较多。部分病例出现轻微消化道

症状,包括呕吐(4 例)、腹痛(7 例),出现胸闷 9 例

(36. 00% ),关节痛 4 例(16. 00% ),神经麻痹 3 例

(120. 0% ),出现茶色酱油尿 4 例(16. 00% ),出现

白色絮状尿 1 例 (4. 00% ),肌红蛋白升高 9 例

(36. 00% )。大部分病例均出现肌酸激酶(CK)值

升高的情况,检出范围是 128 ~ 17 851U / L,中位数

为 2061U / L。所有病例未出现发热症状。病例中住

院治疗 18 例,门诊治疗 7 例,均痊愈,无危重和死亡

病例(表 1、表 2)。2. 2　流行病学特征　 22 例小龙虾相关 RM 病例

中,年龄分布在 21 ~ 52 岁,平均年龄为 32 岁,68. 18%的病例集中在 30 ~ 39 岁年龄段。病例 BMI范围在(17. 48 ~ 30. 49) kg / m2 之间,平均 BMI 为

21. 63kg / m2。发病平均潜伏期为 6. 08 h,发病后至

就医平均时间为 2. 69 h。进食小龙虾数量范围为

5 ~ 25 只,平均数量为 14 只。所有病例进食的小龙

虾均是餐厅烹饪非自己烹饪,有 20%是打包或外卖

在家进食。所有病例中饮酒 2 人,进食 24 h 内剧烈

运动 3 人,长期服药 1 人。所有病例发病时间集中

在 2020 年 8 ~ 9 月,呈现严格季节性特征。2. 3　 10 起聚餐事件小龙虾食用部位与发病率的回

顾性队列研究　 10 起聚餐事件共计 33 人相关危险

因素回顾性队列研究结果显示,进食小龙虾的虾

头、虾线者与未进食小龙虾该部位者的罹患率差异

无统计学意义,暂未发现食用小龙虾的不同部位是

小龙虾相关横纹肌溶解综合征发生的危险因素。2. 4　影响 RM 病例肌酸激酶(CK)升高的多因素分

析　以正态转换后的 CK 值为因变量,患者年龄、性别、BMI 进食小龙虾只数为自变量,采用多重线性回

归分析筛选相关影响因素。结果暂未这些因素与

病例 CK 值存在关联(P < 0. 05)。


表 1　广州市白云区病例的临床特征信息(n = 25)Table 1　 Clinical characteristics of cases in Baiyun District of Guangzhou City (n = 25)

变量频数百分比(% ) 变量频数百分比(% )

性别其他症状

　男性 8 32. 00 　关节痛 4 16. 00

　女性 17 68. 00 　神经麻痹 3 12. 00

肌肉疼痛　腹痛 7 28. 00

　是 25 100. 00 　呕吐 4 16. 00

　否 0 0. 00 　胸闷 9 36. 00

肌肉疼痛部位　口干 2 8. 00

　全身 11 44. 00 尿液颜色

　颈部 17 68. 00 　正常 20 80. 00

　肩部 19 76. 00 　酱油茶色尿 4 16. 00

　腰背部 21 84. 00 　白色絮状尿 1 4. 00

　胸部 12 48. 00 肌红蛋白升高

　上肢 11 44. 00 　是 9 36. 00

　下肢 11 44. 00 　否 16 64. 00

是否住院

　是 18 72. 00

　否 7 28. 00

表 2　广州市白云区病例的基本信息(n = 25)Table 2　 Basic information of cases in Baiyun District of Guangzhou (n = 25)

变量均数标准差范围

年龄(岁) 32. 76 6. 65 21 ~ 52

身高(cm) 161. 7 7. 83 148 ~ 178

体重(kg) 57. 71 12. 19 42 ~ 82

BMI(kg / m2) 21. 88 3. 05 17. 48 ~ 30. 49

发病潜伏期(h) 6. 08 1. 87 1. 0 ~ 9. 5

发病后多久就医(h) 2. 69 2. 00 0. 17 ~ 9. 0

CK 值,中位数(IQR)(U / L) 2 061 611 ~ 5 753 　 128 ~ 17 851

进食小龙虾数量(只) 14. 28 6. 22 5 ~ 25

表 3　影响病例 CK 值的多重线性回归分析(n = 25)Table 3　 Multiple linear regression analysis affecting CK value of cases (n = 25)

变量 B 值 Sx 标准 B t 值 P 值

性别 0. 110 0. 629 0. 052 0. 174 0. 863

年龄(岁) - 0. 013 0. 034 - 0. 087 - 0. 382 0. 706

BMI(kg / m2) - 0. 046 0. 097 - 0. 140 - 0. 474 0. 640

进食小龙虾数量(只) - 0. 010 0. 036 0. 060 0. 269 0. 791

3　讨　论

目前关于小龙虾相关 RM 的致病因素的研究缺

乏系统性,实验室的研究数据明显不足。国内外研

究发现 RM 可能与某种类似藻类毒素的物质在小龙

虾体内富集有关[6],通过实验对雪卡毒素、短裸甲

藻毒素等海藻类毒素进行检测,并未有所发现[7]。国内研究发现小龙虾相关 RM 与小龙虾的养殖年

份、进食量以及个体差异等因素有关[5],饮酒和运

动也是相关因素[8],但尚未找到确切的致病因素。研究对 2020 年广州市白云区小龙虾相关的

RM 发病情况进行研究发现,RM 均发生于成人,女性病例多于男性,与国内其他研究结果相一致[9-13]。所有病例发病前均有小龙虾进食史,均出现横纹肌

细胞病理性损害,细胞内容物如肌酸激酶、肌红蛋

白等物质进入血液中引起不同程度的代谢紊乱和


脏器功能异常等临床症状[14-15],部分病例出现呕

吐、腹痛等消化道症状。病例中有个别发病前有饮

酒和剧烈运动史,文献研究发现过量运动会导致肌

肉细胞溶解,出现横纹肌溶解综合征,而饮酒后,乙醇会破坏及细胞膜导致细胞损伤,上述两种因素会

加剧横纹肌溶解[16-17],但是目前尚未有证据表明与

小龙虾致 RM 发生有因果关系。研究中小龙虾相关

RM 均在 8 ~ 9 月发生,与该季节为生产小龙虾旺季

相关[18]。调查进行 CK 值相关性分析结果显示,病例 CK 值的升高与小龙虾进食量无统计学意义,与发病潜伏期也无统计学意义,暂未发现小龙虾的进

食量多少与 RM 发病的严重程度有关[17,19]。 2016年水产品质量评估报告数据显示,小龙虾不同部位

的重金属含量各异,腮腺和虾黄等部位的砷、铅、镉含量高于虾肉,但是其检测值显著低于国家标准限

量,对人体健康风险较小[3],湖北省市售小龙虾镉

暴露水平研究表明,小龙虾镉含量未超过国家标

准,居民通过小龙虾摄入的镉处于安全水平[20],提示小龙虾相关 RM 与重金属残留关系不大。回顾性

队列研究结果显示,暂未发现进食小龙虾的不同部

位(虾肉、虾线、虾黄、虾头)与 RM 发病的有关系,提示小龙虾发病存在个体差异,与进食小龙虾部位

及进食量关系不大。目前因小龙虾导致哈夫病的具体病因及相关

因素尚未明确,此次研究亦未发现小龙虾相关 RM的致病因素。研究局限于未能对病例进食的小龙

虾进行溯源,无法获悉小龙虾的养殖环境、销售环

节等是否存在致病因子。仅选取了白云区的病例,样本量有限。下一步将开展小龙虾源头的调查,进一步研究哈夫病相关致病溯源因素。针对全市小

龙虾相关哈夫病频发的情况,相关部门应该加强对

小龙虾的宣传科普,提高消费者食品安全意识。为

了消费者的健康和小龙虾水产养殖业的发展,建议

市场监管部门在其消费量较大的 8 ~ 9 月份加强对

其养殖、运输、销售、制作加工等环节的监察。应该

优化旺季小龙虾的养殖环节,对养殖水域落实有效

的监测管理措施,预防水体污染和疫情发生。利益冲突　所有作者均声明不存在利益冲突

参考文献

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基金项目:淮安市创新服务能力建设计划(重点实验室建设)HAP201906第一作者简介:唐丽,硕士研究生,主管医师,主要研究方向:传染病监测

通信作者:李双姝,硕士研究生,副主任技师,Email:00063@ 163. com

·论　著·

2017—2019 年江苏淮安市流感流行监测分析唐丽,何芳,杨鹏飞,李双姝

江苏省淮安市疾病预防控制中心,江苏淮安　 223001

摘要:目的　了解淮安市 2017—2019 年流感病原分布及流行特征,为淮安市流感防控提供依据。方法　对中国流感

监测信息系统中的流感哨点病原学监测数据进行统计分析,对流感暴发疫情数据进行描述性分析。结果　 2017—2019 年淮安市共报告流感样病例( Influenza-like cases ,ILI )103 082例,占门急诊就诊病例数的 8. 96% ,每年冬春季

为流感高发季节,15 岁以下儿童为主要高发人群。全市共发生 37 起流感暴发疫情,报告病例 774 人,疫情主要发生

在幼儿园、小学及初中。实验室检测6 730份样本,核酸检测阳性1 093份,检出阳性率为 16. 24% :新甲 H1 型 417 份,占 38. 15% ;季节性 H3 型 251 份,占 22. 96% ; Victoria 亚型 274 份,占 25. 07% ;Yamagata 亚型 151 份,占 13. 82% 。流

感优势毒株型别交替变换,有时会出现几种型别流感病毒共同存在现象。结论　流感常发生于学校,具有明显季节

性,建议对高风险人群进行四价流感疫苗的接种。关键词:流感;流行;监测


Analysis of influenza epidemic surveillance in Huai′an City in 2017 -2019TANG Li,HE Fang,YANG Pengfei,LI Shuangshu

Huai′an Center for Disease Control and Prevention,Huai′an,Jiangsu　 223001,ChinaCorresponding author:LI Shuangshu,Email:00063@ 163. com

Abstract:　 Objective　 To analyze the distribution and epidemiological characteristics of influenza pathogens in Huai′anCity from 2017 - 2019,and to provide a scientific basis for prevention and control of influenza. 　 Methods　 The influenza-like illness (ILI) and outbreaks data was collected from China Influenza Surveillance Information System from 2017 to 2019.A descriptive analysis method was used to analyze the influenza data. 　 Results　 A total of 103 082 ILI cases were reportedin Huai′an City from 2017 to 2019,accounting for 8. 96% of the total outpatient and emergency department visits. Winter andspring were the seasons for the high incidence of influenza,and children under 15 years old were the key population with highincidence. A total of 37 influenza outbreaks occurred in the city,with 774 reported cases. The epidemics mainly occurred inkindergartens,elementary schools,and junior high schools. There were 6 730 samples tested in the laboratory,1,093 werepositive for nucleic acid test,and the positive rate was 16. 24% . Of the 1 093 positive samples,417 were tested positive forH1N1 type,accounting for 38. 15% ;251 were positive for seasonal H3 type,accounting for 22. 96% ;274 were positive forVictoria subtype,accounting for 25. 07% ;and 151 were positive for Yamagata subtype,accounting for 13. 82% . The types ofdominant influenza strains alternated,and sometimes several types of influenza viruses coexisted. 　 Conclusion 　 Influenzaoften occurs in schools and has obvious seasonality. It is recommended that high-risk groups be vaccinated with quadrivalentinfluenza vaccine.Keywords:Influenza-like illness (ILI);Epidemic;Surveillance

　　流行性感冒(简称流感)是常见的冬春季急性

呼吸道传染病,严重威胁着人类的健康,它是我国

乃至全球重点监测和防控的传染病之一。大多数

人感染流感后 10 d 左右会康复,但也有人会转为重

症患者危及生命。中国每年约有 9 万人死于流感,而 2019—2020 年美国出现了近 10 年来最严重的流


感季,至少 2200 万人感染,约 1. 2 万人死亡[1-3]。淮

安市疾病预防控制中心流感监测实验室承担着全市

流感病例监测及病原检测、病毒分离,分子鉴定等工

作,除了对市第二人民医院和市妇幼保健院两家哨点

医院进行流感监测外还对全市疑似流感暴发疫情进

行实验室诊断。为了更好的掌握淮安市流感的流行

动态,现将 2017—2019 年流感监测数据进行分析总

结,为今后淮安市流感的防控提供科学依据。

1　对象与方法

1. 1　资料来源　数据来源于中国流感监测信息系

统中 2017—2019 年淮安市流感哨点医院监测的流

感样病例( Influenza-like cases ,ILI)信息及流感暴

发疫情监测信息。1. 2　标本来源　哨点监测标本来源于淮安市第二

人民医院和淮安市妇幼保健院两家哨点医院每周

各送检 22 份,共 44 份流感样病例的咽拭子标本;流感暴发疫情标本来源于县、区等疫情处置单位现场

采集的疑似流感样病例的咽拭子标本。1. 3　病例监测方法　具有发热伴咳嗽或咽痛之一

者定义为流感样病例(influenza like illness,ILI)。哨

点医院主管流感监测的科室每日收集来院就诊的

ILI 将其信息录入“中国流感监测信息系统”,并将

病例标本送检至市疾病预防控制中心流感监测实

验室进行病原分子分型鉴定。1. 4　病原检测方法　根据病毒核酸提取试剂盒说

明书对待检测的咽拭子标本进行核酸提取,采用甲

型 H1N1 亚型 /季节性 H3 亚型 / Yamagata 系 /Victoria 系人类流感病毒核酸四重实时荧光 PCR 检

测试剂盒对提取的病毒核酸进行检测。对核酸阳

性的标本进行病毒细胞分离培养,采用 one Step

RT - PCR Kit 试剂盒对分离的流感毒株的血凝素 A编码基因 HA1 进行基因片段扩增,PCR 产物交由上

海英潍捷基有限公司进行纯化测序。最后运用 MegAlign 软件对其进行核苷酸序列比对以及同源性

分析。1. 5　统计分析方法　采用 Excel 2010 录入相关数

据,并用 SPSS 18. 0 进行描述性分析和 χ2 检验,检验水准 α =0. 05。

2　结　果

2. 1　哨点医院 ILI 监测结果

2. 1. 1　 ILI 报告概况　 2017—2019 年淮安市两家

哨点医院共报告ILI 103 082例,占门急诊就诊病例

数的 8. 96% (103 082 / 1 150 102),其中市第二人民

医院报告ILI 30 933例(8. 06% ),市妇幼保健院报告

ILI 72 149例(7. 70% )。淮安市 2017—2019 年分别

报告ILI 31 402例(7. 97% )、37 075例(10. 23% )和

34 605例(8. 79% )。2. 1. 2　 ILI 分布情况　 2017—2019 年淮安市流感

发病呈现明显的季节性双峰,发病大高峰出现在 12月份至次年 2 月份,小高峰均出现在 3 ~ 5 月份。2017 年第 52 周 ILI 最多,发病人数高达2 474人,是近 3 年来哨点医院报告病例最多的周。 2018 年第 1周 ILI 最多,发病人数为2 112人,2019 年第 5 周 ILI最多,发病人数为1 548人(图 1)。 2017—2019 年哨

点医院监测的 ILI 按年龄分布为:0 ~ 4 岁组发病

68 183人,占 66. 14% ,5 ~ 14 岁组发病25 005人,占24. 26% ,15 ~ 24 岁组发病2 871人,占 2. 79% ,25 ~59 岁组发病6 017人,占 5. 84% ,60 岁以上年龄组发

病1 006人,占 0. 98% 。各年龄组构成比差异有统计

学意义(χ2 = 598. 65,P < 0. 05)。

图 1　 2017—2019 年淮安市流感样病例时间分布图

Figure 1　 Time distribution of influenza-like cases in Huaian City from 2017 to 2019


2. 2　流感暴发疫情监测结果

2. 2. 1　流感暴发疫情概况　淮安市 2017—2019 年

共发生 37 起流感暴发疫情,报告病例 774 人,事件

波及人口数高达79 238人。其中,2017 年暴发 12起,报告病例 244 人;2018 年暴发疫情 7 起,报告病

例 113 人;2019 年暴发流感疫情 18 起,报告病例

437 人。疫情主要发生在小学、幼儿园及初中。2. 2. 2　流感疫情的分布情况　 2017—2019 年淮安

市 12 月疫情发生次数最多,发生 16 起,共报告病例

数 367 例;其次是 2 月份,发生 8 起,报告病例 189例。淮安市 8 个县区中淮阴区流感暴发疫情发生次

数最多,共 9 起,其次是金湖县发生 8 起、涟水县发

生 7 起、清江浦区暴发 4 起、盱眙县 2 起,洪泽区 2起,开发区 1 起。淮安市 2017—2019 年流感暴发疫

情均发生在校园,小学发生次数最多,为 27 起,其次

是初中,发生 8 起,幼儿园发生 2 起。2. 3　流感病毒检测结果

2. 3. 1　流感病毒检测概况　淮安市疾病预防控制

中心流感监测实验室 2017—2019 年共检测 ILI 标

本6 730份,其中来自哨点医院的病例标本6 244份,来自流感暴发疫情的病例标本 486 份。流感病毒核

酸检测阳性1 093份,阳性率为 16. 24% ;其中 2017年检测2 330份,阳性率为 16. 70% ,2018 年检测标

本2 257份,检测阳性率为 13. 91% ,2019 年检测标

本2 143份,阳性率为 18. 20% 。各年度检测阳性率

差异有统计学意义( χ2 = 64. 23,P < 0. 05)。流感病

毒检测阳性标本中,甲型流感病毒阳性标本 668 份,其中新甲 H1 型 417 份,占 38. 15% ;季 H3N2 亚型

251 份,占 22. 96% ;乙型流感病毒阳性标本 425 份,其中 Victoria 亚型 274 份,占 25. 07% ;Yamagata 亚

型 151 份,占 13. 82% (表 1)。 2017 年淮安市流行

流感型别主要是季 H3N2 亚型,占当年阳性标本的

42. 67% ,2018 年主要流行流感型别为新甲 H1 型,占当年阳性标本数的 63. 06% ,2019 年流行的流感

型别主要是新甲 H1 型, 占当年阳性标本的

47. 44% 。经细胞分离培养 2017—2019 年共分离毒

株 338 株,其中新甲 H1 型 198 株、季 H3N2 亚型 32株、Victoria 亚型 84 株、Yamagata 亚型 24 株。

表 1　 2017—2019 年淮安市流感病原分布

Table 1　 Distribution of influenza pathogens in Huaian City from 2017 to 2019

分型2017 年 2018 年 2019 年合计

阳性数百分比(% ) 阳性数百分比(% ) 阳性数百分比(% ) 阳性数百分比(% )新甲 H1 型 34 8. 74 198 63. 06 185 47. 44 417 38. 15

季节性 H3 型 166 42. 67 0 0. 00 85 21. 79 251 22. 96

Victoria 型 143 36. 76 11 3. 50 120 30. 77 274 25. 07

Yamagata 型 46 11. 83 105 33. 44 0 0. 00 151 13. 82

合计 389 100. 00 314 100. 00 390 100. 00 1 093 100. 00

2. 3. 2　流感病原分布情况　 2017—2019 年淮安市

疾病预防控制中心实验室检测流感阳性标本1 093份,11 月 ~ 次年 1 月份检出的阳性标本数最多,为582 份,占全年阳性标本数的 53. 25% 。 7 月检测阳

性标本数最少,为 13 份。 2017 年 10 月以前主要流

行流感型别为季节性 H3 亚型和 Victoria 亚型,2017年 11 至 2018 年 2 月 Yamagata 亚型为优势毒株,2018 年 3 月至 2019 年 2 月主要流行新型甲 H1 型

流感,2019 年 3 月以后主要流行 Victoria 亚型,2019年底又出现季节性 H3 亚型流行,各种型别流感病

毒交替流行(图 2)。男、女病毒核酸阳性数分别为

605 例、488 例,男性流感检测阳性率为 17. 98% ,女性流感病毒检测阳性率为 14. 50% 。流感检测男、女阳性率差异有统计学意义 ( χ2 = 45. 32, P <0. 05)。各年龄组阳性标本数及阳性率分别是: 0岁 ~组阳性 476 例,阳性率 16. 23% ,5 岁 ~ 组阳性

358 例,阳性率 14. 65% ,15 岁 ~ 组 89 例,阳性率

11. 64% ,25 岁 ~组阳性 146 例,阳性率 13. 88% ,60岁以上年龄组阳性 24 例,阳性率 9. 89% 。流感检

测按年龄分布阳性率差异有统计学意义 ( χ2 =102. 44,P < 0. 05)。2. 3. 3　流感病毒的分子分析　从分离到的病毒株

中随机挑选部分新甲 H1 型流感病毒、Victoria 型流

感病毒及季 H3N2 流感病毒毒株进行 RNA 提取并

对 HA1 基因片段进行扩增测序,共获得新甲型 H1流感病毒的 HA1 序列 5 条,季 H3N2 流感病毒的

HA1 基因序列 5 条, B 型流感病毒的 HA1 基因序

列 3 条,其病毒株的命名以及序列信息(表 2)。对 2017—2019 年淮安市流感病毒流行株核苷

酸同源性进行分析,新甲型 H1N1 流感病毒,淮安株

之间的核苷酸同源性为 98. 2% ~ 99. 9% ,其中毒株

Huai’an - 12023 与毒株 Huai’ an - 12030 的同源性

最高,达到 99. 9% ,其中新甲型 H1N1 流感病毒淮安

株与江苏株 A / Jiangsu - Sucheng / swl1726 / 2013、A /


Jiangsu - Hailing / swl11340 / 2013 和 A / Jiangsu -Qinhuai / swl11396 / 2013 的核苷酸同源性 < 98. 8% ,与江苏株 A / Jiangsu - Danyang / sw11836 / 2014、 A /Jiangsu - Tianning / swl11004 / 2014、 A / Jiangsu -Tinghu / 1363 / 2014 的核苷酸同源性 > 98. 8% 。新甲

型 H1N1 流感病毒淮安株与其他省的分离株相比,Huai’ an - 12030 与北京株 A / Beijing - Xicheng -

Nan - Pian / SWL11619 / 2013 的同源性最高, 为

99. 9% 。分析 H3N2 流感病毒,淮安株的核苷酸同

源性为 97. 3% ~ 99. 9% ,Huai’ an - 11522 和 Huai’an - 11595 的同源性最高,与其他省的 H3N2 流感病

毒株相比, Huai ’ an - 11595 与云南分离株 A /Yunnan - Wenshan / 1994 / 2014 同源性最高, 达

到 99. 7% 。

图 2　 2017—2019 年淮安市流感型别按月分布图

Figure 2　 Monthly distributiong of influenza typers in Huaian City from 2017 to 2019

表 2　流感病毒株的命名以及序列信息

Table 2　 Influenza sequence isolates and HA1 gene fragments登陆号 KU937965 KU937946 KU937947 KU937948 KU937949 KU937939 KU937940 KU937959 KU937960 KU937961 KU937962 KU937963

简写Huai ’ an- 12023

Huai ’ an- 12030

Huai ’ an- 12052

Huai ’ an- 12003

Huai ’ an- 12037

Huai ’ an- 153

Huai ’ an- 155

Huai ’ an- 11522

Huai ’ an- 11499

Huai ’ an- 11595

Huai ’ an- 11510

Huai ’ an- 11539

毒株

A / Huai ’an -Qingpu /swl12023 /2018(pdm09)





B / Huai ’an -Qingpu /153 / 2018(Yamagata)

B / Huai ’an -Qingpu /155 / 2018(Yamagata)

A / Huai ’an -Qingpu /11522 /2018(H3N2)





3　讨　论

流感病毒极易发生基因重组,经常由于出现变

异毒株而引起全球大流行,尤其近年来世界多地出

现流感的流行,2019 年全球流感死亡大约 60 万

人[4-6]。全世界每年成人流感罹患率达 5% ~ 10% ,儿童更高达到 20% 左右,严重的威胁人类的健康,造成巨大的经济负担[7-11]。

从淮安市 2017—2019 年流感监测数据看,两家

哨点医院上报的 ILI 明显呈现季节性双峰,大高峰

出现在 12 月至次年 2 月,小峰出现在 3 ~ 5 月份。

这符合流感冬春季节性流行的流行特征[12-16]。 ILI最多的年龄组是 0 ~ 4 岁组,其次是 5 ~ 14 岁组,幼儿学生群体是主要的易感人群,建议将该年龄段的

人群为重点保护对象,每年接种一次流感疫苗。淮

安市 2017—2019 年流感暴发疫情主要出现在 12 月

至次年 3 月份,其中 12 月份发生次数最多,可能与

12 月份天气寒冷,教室门窗关闭,不利于通风等环

境因素有关。 12 月临近期末考试,部分学生发病后

仍然带病上课,并未做到隔离传染源。因此,要格

外注意学校及其他公共场所的消毒和通风换气,这是降低流感发生的一个主要途径。流感疫情均出


现在校园,小学暴发次数最多,与全国多省市报道

的结果相一致[17-22]。幼儿园仅出现 2 起,原因可能

家长比较重视,幼儿一旦出现身体不适立刻请假在

家休息,与其减少了传染源的存在有关。另外,幼儿园有专职保育老师,每天对教室进行清洁消毒,保洁工作及通风换气工作做得比小学更好。

从流感病毒病原角度分析, 11 月至次年 1 月份

检出的阳性标本最多这与流感的高发季密切相关,流感四种型别病毒交替流行,14 岁以下儿童检测阳

性数最多。全市 2017—2019 年流感暴发疫情中 4种型别的流感病毒均出现过,2017、2018 年引起疫

情的病原型别均为单一一种型别,2019 年出现 5 起

疫情同时由两种型别流感病毒引起的,提示淮安市

2019 年流感流行型别种类多,感染较为复杂,容易

出现病毒的重组变异,应该提高警惕。对分离到的

毒株进行 HA1 基因序列监测,各型别毒株均未出现

较大程度的变异。综上,淮安市流感流行具有明显的季节性和周

期性波动,优势毒株在四种型别流感病毒中交替变

换,有时还会出现几种型别病毒共存现象,对流感

疫苗的选择有着重要的指导意义,建议尽量接种四

价流感疫苗。学生是流感的易感染人群,建议对各

年龄学生进行流感四价疫苗的接种,接种时间可在

每年流行季节到来的前一个月左右,10 月底或 11月初较为合适。利益冲突　所有作者均声明不存在利益冲突

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(收稿日期:2021-03-25)



第一作者简介:盛晟,副主任医师,主要从事传染病防制与免疫规划工作

·论　著·

无锡市新吴区接种 EV71 疫苗前后手足口病流行病学和病原学特征对照分析

盛晟,张克兴,黄彬鋆

江苏省无锡市新吴区疾病预防控制中心,江苏无锡　 214028

摘要:目的　分析无锡市新吴区接种 EV71 疫苗前后 4 年手足口病流行特征,为更好地开展 EV71 疫苗接种和手足口

病防控提供依据。方法　采用描述性流行病学方法,统计分析 2013—2020 年无锡市新吴区手足口病监测资料和

2017—2020 年 EV71 疫苗接种资料。结果　接种前四年累计报告手足口病9 589例(重症 104 例,1. 08% ),年均发病

率 431. 15 / 10 万,接种后 4 年累计报告手足口病7 396例(重症 21 例,0. 28% ),年均发病率 325. 28 / 10 万。接种前后

年均发病率和重症率均呈下降趋势,发病主要集中在 5 ~ 7 月,10 ~ 11 月;地区分布均以江溪、梅村、硕放街道为主;发病年龄均以≤5 岁儿童为主;男性多于女性。 2013—2020 年送检 394 例标本,检测阳性 231 例,总阳性率 58. 63% ,接种前后,病原学构成变化明显,EV71 型下降明显( χ2 = 69. 70,P < 0. 05),CA16、CA6 型上升明显( χ2 = 22. 35,P <0. 05)。 2017—2020 年无锡市新吴区共接种 EV71 疫苗12 472人,逐年估算接种率分别为 3. 78% ,10. 96% ,8. 40%和

7. 63% 。结论　无锡市新吴区 EV71 疫苗使用前后,手足口病三间分布无明显变化,但年发病率和重症率都呈下降

趋势,优势肠道病原构成发生变化,建议加大 EV71 疫苗使用和多价手足口病疫苗的研发。关键词:手足口病;流行特征;EV71 疫苗


Comparative analysis of epidemiological and etiological characteristicsof hand-foot-mouth disease before and after EV71 vaccination

in Xinwu District,WuxiSHENG Sheng,ZHANG Kexing,HUANG Binjun

Xinwu District Center for Disease Control and Prevention,Wuxi,Jiangsu　 214028,China

Abstract:　 Objective 　 To analyze the epidemic characteristics of the hand-foot-mouth disease (HFMD) in four yearsbefore and after EV71 vaccine inoculation,and to provide a basis for better EV71 vaccination and prevention and control ofHFMD. 　 Methods　 The descriptive epidemiology method was used to analyze the monitoring data of HFMD from 2013 to2020 and EV71 vaccination from 2017 to 2020 in Xinwu District of Wuxi City. 　 Results　 A total of 9 589 HFMD casesincluding 104 severe cases (accounting for 1. 08% ) were reported in four years before EV71 vaccination,and the reportedaverage annual incidence rate was 431. 15 / 100 000. A total of 7 396 HFMD cases including 21 severe cases (accounting for0. 28% ) were reported in four years after vaccine inoculation,and the reported average annual incidence rate was 325. 28 /100 000. Annual incidence rate and severe illness rate decreased significantly before and after vaccine inoculation. TheHFMD incidences displayed two epidemic peaks,from May to June and from October to November. The three streets with thehighest average annual incidence were Jiangxi,Meicun,and Shuofang. The HFMD cases were mainly children under 5 yearsold,and there were more men than women. A total of 394 samples were sent for examination from 2013 - 2020,and 231 werepositive,with a total positive rate of 58. 63% . There were significant changes in the etiological composition before and aftervaccine inoculation. The composition of EV71 virus decreased significantly ( χ2 = 69. 70,P < 0. 05),while CA16 and CA6increased significantly ( χ2 = 22. 35,P < 0. 05). From 2017 to 2020,a total of 12 472 people were inoculated with EV71vaccine in Xinwu District of Wuxi City,with estimated annual vaccination rates of 3. 78% ,10. 96% ,8. 40% and 7. 63% ,respectively. 　 Conclusion　 There is no significant change in time,region and population distribution of HFMD before and


after EV71 vaccination in Xinwu District of Wuxi City,but the annual incidence rate and severe illness rate show a decreasingtrend,and the dominant intestinal pathogens have changed. It is suggested to strengthen the use of EV71 vaccine and thedevelopment of multivalent HFMD-related vaccine.Keywords:Hand-food-mouth disease (HFMD);Epidemiology characteristics;EV71 vaccine

　　手足口病(handfootand mouth disease,HFMD)是一种常见的急性肠道传染病,以 5 岁及以下学龄前

儿童发病为主。全国监测数据显示,常见的病原体

是肠道病毒 71 型(enterovirus71,EV71)和柯萨奇病

毒 A16 型 ( coxsackievirus A16, CoxA16 ) [1], 其中

EV71 型感染是引起重症和死亡的主要原因[2-3]。目前 HFMD 发病率连年稳居无锡市新吴区丙类传

染病之首,已成为严重影响辖区儿童身体健康的重

大公共卫生问题之一。而对 EV71 感染尚缺乏有效

的抗病毒药物,接种 EV71 疫苗是一种最经济有效

的控制措施。无锡市新吴区于 2017 年开始接种 EV71 疫苗,

基础免疫程序为 2 剂次,建议满 6 月龄接种。根据

接种 EV71 疫苗前后各 4 年 (即 2013—2016 年、2017—2020 年) HFMD 发病数据和 2017—2020 年

EV71 疫苗接种数据,分析接种 EV71 疫苗前后辖区

HFMD 流行特征和病原学变化情况,为进一步做好

EV71 疫苗接种和 HFMD 病防控工作提供参考。

1　对象与方法

1. 1　资料来源　病例资料来源于中国疾病预防控

制信息系统传染病监测模块,EV71 疫苗接种数据

来源于江苏省预防接种综合服务管理信息系统中

儿童门诊综合分析模块。人口学数据来源于无锡

市统计局。1. 2　标本采集　根据 2013—2020 年《无锡市手足

口病监测防控实施方案》的相关要求对重症与死亡

病例标本全部采集;每起聚集性疫情至少采集 2 份

病例标本;每起暴发疫情至少采集 5 份病例标本。标本包括肛拭子、咽拭子。1. 3　实验方法　根据原卫生部颁布的《手足口病

采集及检测技术方案(2009 年版)》进行标本处理及

检测操作。采用实时荧光定量反转录聚合酶链反

应(RT - PCR)进行病毒核酸检测。1. 4　统计学方法　用 Excel 2007 软件进行数据录

入、整理和分析,采用 SPSS 19. 0 统计软件对数据进

行描述和分析,计数资料的统计方法用 χ2 检验,检验水准为 α =0. 05。

2　结　果

2. 1　发病概况　疫苗接种前(2013—2016)无锡市新

吴区累计报告手足口病9 589例,其中重症 104 例(占1. 08%,无死亡病例);年均报告发病率为 431. 15 / 10万;疫苗接种后(2017—2020 年)累计报告手足口病

7 396例,其中重症 21 例(占 0. 28%,无死亡病例);年均报告发病率为 325. 28 / 10 万。疫苗接种前后四年,年均发病率有所下降(χ2 = 84. 07,P < 0. 05)。 2013—2020 年报告发病率以 2018 年最高,2020 年最低,年报告发病率呈隔年波动下降趋势,可能与不同年份流

行株不同有关[3]。重症率在 0 ~ 1. 99%之间,总体呈

波动下降趋势,在 2017 年使用 EV71 疫苗后,下降尤

为明显(χ2 =36. 64,P <0. 05)(图 1)。2. 2　流行病学分布特征

2. 2. 1　时间分布　无锡市新吴区手足口病流行具

有明显季节性,除 2020 年上半年因新冠肺炎疫情学

校停课,年度发病曲线仅呈现单峰分布外,其余年

份均呈双峰分布。除 2017 年和 2020 年外各年度均

于 5 ~ 7 月出现主高峰,10 ~ 11 月出现次高峰。各

年度发病数均为 2 月份最低,从 4 月份开始上升,2019 年于 5 月达主高峰,2014—2016 年和 2018 年

于 6 月达到主高峰,2013 年于 7 月达到主高峰。2017 年和 2020 年的主高峰均出现于 11 月(图 2)。2. 2. 2 　地区分布 2013—2020 年,无锡市新吴区 6个街道均有手足口发病,疫苗接种前后发病率居前

3 位的均为江溪街道、梅村街道和硕放街道,发病率

最低的均为旺庄街道。江溪街道、梅村街道和硕放

街道年均发病数在疫苗接种前后分别占当年发病

总数的 66. 82% 和 67. 87% 。疫苗接种前后手足口

病病例地域分布差异无统计学意义( χ2 = 2. 49,P >0. 05)(图 3)。2. 2. 3　人群分布　 2013—2020 年手足口病病例均

主要集中在 5 岁及以下儿童,男童发病率高于女童,疫苗接种前后,5 岁及以下儿童分别占病例总数的

93. 98% (9 012 / 9 589) 和 87. 61% (6 480 / 7 396);男女性别比分别为 1. 41∶ 1 和 1. 44∶ 1。2. 2. 4　病原学分布　 2013—2020 年共检测手足口

病 394 例,阳性病例 231 例,阳性检出率 58. 63% 。疫苗接种前病原学构成为 EV71 型占 66. 67% ,CA16 占 19. 79% ,其他肠道病毒占 13. 54% ,疫苗接

种后病原学构成为 EV71 型占 13. 33% ,CA16 型占

50. 37% , CA6 型占 31. 11% , 其他肠道病毒占

5. 19% 。疫苗接种前后,EV71 型病毒的构成下降明


显,差异有统计学意义(χ2 = 69. 70,P < 0. 05),CA16型和 CA6 型病毒构成上升明显,差异有统计学意义

(χ2 = 22. 35,P < 0. 05)。2. 2. 5　疫苗接种情况　无锡市新吴区于 2017 年开

始接种 EV71 疫苗,2017—2020 年共接种12 472人,逐年估算接种率分别为 2017 年 3. 78% ,2018 年

10. 96% ,2019 年 8. 40% ,2020 年 7. 63% ,总体接种

率偏低。

图 1　 2013—2020 年无锡市新吴区手足口病报告发病率及重症率趋势图

Figure 1　 Reporting incidence and severe rate of HFMD from 2013 to 2020 in Xinwu district,Wuxi

图 2　 2013—2020 年无锡市新吴区手足口病时间分布

Figure 2　 Time distribution of HFMD in Xinwu district,Wuxi City,2013 - 2020

图 3　 2013—2020 年无锡市新吴区手足口病分街道发病情况

Figure 3　 Incidence by street of HFMD in Xinwu district,Wuxi City,2013 - 2020


3　讨　论

接种 EV71 疫苗后的 4 年年均发病率较接种前

有所下降,且差异有统计学意义,提示接种 EV71 疫

苗对控制手足口病发病有积极作用,与有关[4-5] 研

究结果一致,与杨芬等[6] 的研究结果不一致,可能

与观察时间长短不同和地域间流行毒株存在差异

有关,2016 和 2018 年为疫苗接种前后发病高峰年,且流行强度接近,可能与当年流行株为非 EV71 有

关,提示 EV71 疫苗仅针对感染 EV71 型的手足口病

由保护作用;重症率呈波动下降趋势,且差异有统

计学意义,与相关研究结果一致[4-7],提示 EV71 疫

苗接种可降低辖区手足口病发病率尤其是重症率。2013—2020 年 EV71 疫苗接种前后,从时间分

布来看,无锡市新吴区手足口病总体呈季节性双峰

分布,出现 5 ~ 7 月的主高峰和 10 ~ 11 月的次高峰,与国内其他城市一致[8] 有研究表明,手足口病发病

与气温、湿度等气象因素[9] 和儿童聚集具有密切相

关性,该双峰特征可能与无锡市新吴区的气象因素

和学校寒暑假有关,另外 2020 年上半年因某新发传

染病影响,学校采取停课措施,当年未出现上半年

的发病主高峰,也说明儿童聚集是导致手足口病的

重要原因之一;从地区分布来看,各街道均有病例

报告,病例地域分布差异无统计学意义;从人群分

布来看,发病仍以 5 岁及以下儿童为主[4,10],可能与

该年龄段的儿童自身免疫功能尚未发育成熟而自

我卫生意识差和卫生习惯不良有关,提示该年龄段

儿童应尽早开展疫苗接种以获得抗体保护;男性多

于女性[11],可能与男性日常活动更多,范围更广,接触传染源的可能性更大有关。

从病原学分布来看,病原学构成发生明显变

化[12],接种疫苗前以 EV71 为主,接种疫苗后 EV71阳性构成比连续 2 年为 0,转变为以 CA16 和 CA6等其他肠道病毒为主,提示 EV71 疫苗接种对预防

EV71 感染所致的手足口病有积极作用,但仍不可

忽视非 EV71 等其他肠道病毒,应进一步加强监测

和分型,同时加强手足口病 CA16 疫苗、 EV71 -CA16 双联疫苗以及 EV - B 型疫苗的研发。

据报道,EV71 病毒的基本再生数 R0 = 5. 5[12]

(四分位数 4. 2 ~ 6. 5),理论上建起人群免疫屏障需

接种率达 91% (85% ~ 94% )。无锡市新吴区 2017年以来逐年估算接种率分别为 3. 78% ,10. 96% ,

8. 40%和 7. 63% ,总体接种率偏低。可能与家庭年

收入、家长受教育程度及孩子年龄等因素有关[13]。综上所述,EV71 疫苗的使用对辖区手足口病

防控起到了积极作用, 但对流行特征无明显影响。目前全区接种率较低,在人群中形成的免疫保护能

力有限,应加强宣教力度,提高 EV71 疫苗接种率,同时加强综合防控措施,将手足口病控制在较低

水平。利益冲突　所有作者均声明不存在利益冲突

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(收稿日期:2021-04-02)



基金项目:辽宁省直医院改革重点临床科室诊疗能力建设项目“中药复方防治 PM2. 5致慢性肺损伤的应用项目”(LNCCC - D60

- 2015)第一作者简介:李圣,本科,副主任医师,主要研究方向:呼吸疾病

·论　著·

辽宁地区 65 岁及以上慢性阻塞性肺疾病流行病学调查分析

李圣,金巍,李跃飞,杨永,徐靖华

辽宁中医药大学附属第四医院急诊科,沈阳 110111

摘要:目的　调查辽宁地区≥ 65 岁慢性阻塞性肺疾病(COPD)流行病学特征。方法　 2019 年 1 月至 2020 年 12 月,采用整群随机抽样法对辽宁地区沈阳市苏家屯社区≥65 岁常住居民进行肺功能检测和问卷调查,取完整资料 5 738例问卷进行分析。结果　 5 738 人中符合 COPD 诊断者 620 例,总患病率 10. 81% ,其中男性患病率 12. 58%(371 / 2 950),女性患病率 8. 93% (249 / 2 950);其中,男性肺功能分级较女性更严重,随年龄增大肺功能分级逐渐升

高(P < 0. 05);多因素 logistic 回归分析,结果显示,性别、年龄、BMI、吸烟、儿时呼吸道病史、家族史、职业接触、室内

油烟、使用污染燃料取暖是影响 COPD 发病的独立危险因素(P < 0. 05)。结论　辽宁地区 65 岁及以上 COPD 患病率

偏高,性别、年龄、BMI、吸烟、儿时呼吸道病史、家族史、职业接触、室内油烟、使用污染燃料取暖与 COPD 发病有关,临床应重视此类人群的早期筛查和防治,以降低 COPD 患病率。关键词:慢性阻塞性肺疾病;老年患者;流行病学调查;患病率


Epidemiological investigation and analysis of COPD patients aged 65and above in Liaoning Province

LI Sheng,JIN Wei,LI Yuefei,YANG Yong,XYU JinghuaEmergency Department of the Fourth Affiliated Hospital of Liaoning University of Traditional Chinese

Medicine Shenyang,Shenyang　 110111,China

Abstract:　 Objective　 To investigate the epidemiological characteristics of chronic obstructive pulmonary disease (COPD)in patients aged 65 years and above in Liaoning Province. 　 Methods　 Between January 2019 and December 2020,a clusterrandom sampling method was used to investigate residents ≥65 years old in Sujiatun Community,Shenyang City,LiaoningProvince. The pulmonary function tests of the selected residents were conducted. Questionnaire surveys were carried out and5738 questionnaires with complete data were analyzed. 　 Results　 A total of 620 COPD cases were diagnosed among 5738people investigated in the present study,with a total prevalence rate of 10. 81% ,of which the prevalence rate in men was12. 58% (371 / 2 950),and the prevalence rate in women was 8. 93% (249 / 2 950). According to the GOLD classification oflung function,620 patients can be divided into 186 (30. 49% ) cases of grade I,266 (43. 61% ) grade II,118 (19. 34% )grade III,and 50 (8. 20% ) cases of grade IV. The problem with lung function in males was more serious than that infemales,which increased gradually with age (P < 0. 05). Multivariate logistic regression analysis showed that gender,age,BMI,smoking,childhood respiratory history,family history,occupational exposure,indoor oil fume and use of polluted fuel forheating were independent risk factors affecting the onset of COPD (P < 0. 05). 　 Conclusion　 The prevalence of COPD inpatients aged 65 years old and above in Liaoning is relatively high. Gender,age,BMI,smoking,childhood respiratory history,family history,occupational exposure,indoor oil fume,and use of polluted fuel for heating are related to the onset of COPD.Clinical attention should be paid to early screening and prevention of COPD in those populations to reduce the prevalence ofCOPD.Keywords:Chronic obstructive pulmonary disease;Elderly patients;Epidemiological survey;Prevalence


　　随着我国人口老龄化进程加快、空气污染严重

和吸烟率的居高不下,相关的健康问题影响正逐渐

加剧。慢性阻塞性肺疾病(COPD)是一种不完全可

逆性气流受限的慢性呼吸系统疾病,随病程迁延可

诱发多种心血管疾病,对患者身心健康造成较大威

胁[1]。 COPD 多发于中老年人群,具有高发病率、高住院率和高死亡率特点,给患者家庭和社会带

来沉重负担[2] 。相关研究发现,我国 COPD 病死

率居常见疾病死因第 4 位,也是老年人群常见死

亡原因之一[3] 。有证据显示,不同地区 COPD 发

病存在较大差异,受地理环境、社会经济、生活习

惯等因素影响明显[4] 。了解辽宁地区 COPD 流行

病学特征和相关危险因素,对筛选高危人群、做好

COPD 防治工作具有重要意义。目前辽宁地区尚

缺乏有代表性人群样本的老年 COPD 流行病学报

告,通过对 2019—2020 年该地区5 738例≥ 65 岁

人群进行调查分析,为 COPD 高危人群的早期筛

查、不良习惯干预提供一定参考依据,以期减少疾

病发生,降低病死率。

1　资料与方法

1. 1　对象　整群随机抽取辽宁地区沈阳市苏家屯

社区≥65 岁常住居民6 000人,其中5 904人接受调

查,共获得完整资料5 738份,有效调查率 97. 19% 。纳入标准:(1)近 1 年内在该地区居住 6 个月及以

上者;(2)年龄≥ 65 岁;(3)具备一定阅读理解能力

且能配合进行问卷调查、体格检测、肺功能检查者。排除标准:(1)近 3 个月内进行过胸腹部手术、视网

膜剥离手术者;(2)精神障碍者;(3)合并严重肝肾、心血管疾病者。研究符合《赫尔辛基宣言》原则,并取得受试者知情同意。1. 2　方法　采用调查问卷、体格检查和肺功能检测

结合的方式逐项进行面对面讲解问诊和必要检查。问卷参考 WHO 的 COPD 疾病负担项目制定,并结

合沈阳当地居民实际情况补充部分内容。调查问

卷包含患者性别、年龄、文化程度、呼吸道症状、个人(幼年呼吸道疾病史)及家族史、可能危险因素

(吸烟情况、职业接触粉尘、烹饪、取暖情况)等,调查资料全部由受试者本人提供,并由专人进行质量

控制和数据录入分析。体格检查包括身高、体重、腰围的测量,BMI(kg / m2) = 体重(kg) /身高(m) 2,采用便携式肺功能仪(日本光电 HI - 205 型)进行

检测受试者肺功能,测定指标包括第 1 秒用力呼吸

容积 ( FEV1 )、肺活量 ( FVC)、 FEV1 / FVC。 FEV1 /FVC 低于 70%者进行支气管舒张实验,吸入沙丁胺

醇气雾剂 15min 后再次测定 FEV1 / FVC,重复测定 3次并取最佳值作为结果。1. 3　评价标准　 COPD 诊断及分级标准参考《慢性

阻塞性肺疾病基层诊疗指南(2018 年)》 [5],以支气

管舒张实验中 FEV1 / FVC 最佳值 < 70% 可诊断为

COPD。按照气流受限程度对肺功能进行分级:Ⅰ级,FEV1 预计值 > 80% 为Ⅰ级;处于 50% ~ 80% ;处于 30% ~50%之间为Ⅲ级; < 30%为Ⅳ级。1. 4　统计方法　采用 SPSS 22. 0 软件包分析数据,符合正态分布计量资料以 ( x ± s) 表示,组间比较

采用独立样本 t 检验;计数资料以百分率“% ”表示,组间比较采用四格表法 χ2 检验。记 P < 0. 05 为差

异有统计学意义。

2　结　果

2. 1　总体资料　最终完成调查 5 738 人,其中男

2 950人(51. 41% ),年龄 65 ~ 88(71. 94 ± 7. 36)岁;女 2 788 人(48. 59% ),年龄 65 ~ 89(72. 41 ± 7. 22)岁,男女比例与该地区第 6 次人口普查结果(男∶ 女= 104. 16∶ 100)接近,调查有一定代表性。2. 2　总体患病情况　 5 738 人中符合 COPD 诊断者

620 例, 总患病率 10. 81% , 其中男性患病率

12. 58% (371 / 2 950)高于女性 8. 93% (249 / 2 950),差异具有统计学意义( χ2 = 3. 527,P < 0. 05)。比较

不同年龄组人群患病率发现,随着年龄升高患病率

逐渐递增(P < 0. 05)。2. 3　 COPD 患者的症状和病情分级　 620 例患者中

男性患者肺功能分级严重程度高于女性,随年龄增

长患者肺功能分级逐渐严重(P < 0. 05)(表 2)。

表 1　不同年龄 COPD 患病率　 [n(% )]Table 1　 The prevalence of COPD at different ages　 [n(% )]

年龄组(岁)男女合计

调查人数患病调查人数患病调查人数患病

65 ~ 74 1 680 156(9. 29) 1 567 120(7. 66) 3 247 276(8. 50)75 ~ 84 1 156 191(16. 52) 1 028 104(10. 12) 2184 295(13. 51)≥85 114 24(21. 05) 193 25(12. 95) 307 49(15. 96)合计 2 950 371(12. 58) 2 788 249(8. 93) 5 738 620(10. 81)


表 2　不同性别、年龄患者肺功能分级　 [n(% )]Table 2　 Pulmonary function classification for patients of different gender and age　 [n(% )]

因素 n Ⅰ级(n = 186) Ⅱ级(n = 266) Ⅲ级(n = 118) Ⅳ级(n = 50)

性别

　男 371 80(21. 56) 149(40. 16) 101(27. 22) 41(11. 05)

　女 249 106(42. 57) 117(46. 99) 17(68. 27) 9(3. 61)

年龄组(岁)

　 65 ~ 74 3 247 110(39. 86) 115(41. 67) 41(14. 86) 10(3. 62)

　 75 ~ 84 2 184 70(23. 73) 143(48. 47) 65(22. 03) 17(5. 76)

　 ≥85 307 6(12. 24) 8(16. 33) 12(24. 49) 23(46. 94)

2. 4　辽宁地区 COPD 患病影响因素分析　单因素

分析显示,性别、年龄、BMI、吸烟、儿时呼吸道病史、家族史、职业接触、室内油烟、使用污染燃料取暖与

COPD 发病有关(P < 0. 05),将单因素中差异有统计

学意义的纳入多因素 logistic 回归分析,结果显示,性别、年龄、BMI、吸烟、儿时呼吸道病史、家族史、职业接触、室内油烟、使用污染燃料取暖是影响 COPD发病的独立危险因素(P < 0. 05)(表 3、表 4)。

表 3　影响 COPD 患病的单因素 logistics 分析

Table 3　 Logistic analysis of univariate factors for COPD

因素 nCOPD

(n = 620)非 COPD

(n = 5 118) χ2 值 P 值

性别

　男 2 950 371 2 57919. 761 0. 000

　女 2 788 249 2 539

年龄组(岁)

　 65 ~ 74 3 247 276 2 971

　 75 ~ 84 2 184 295 1 889 8. 764 0. 003

　 ≥85 307 49 258

BMI(kg / m2)

　 ≤18. 5 2 468 320 2148

　 18. 6 ~ 22. 9 2 720 273 2 447

　 23. 0 ~ 24. 9 407 17 390 35. 238 0. 000

　 25. 0 ~ 29. 9 90 8 82

　 ≥30. 0 53 2 51

文化程度

　小学及以下 2 082 227 1 855

　初 /高中 3 524 380 3144 0. 143 0. 705 5

　大学及以上 132 13 119

因素 nCOPD

(n = 620)非 COPD

(n = 5 118) χ2 值 P 值

吸烟

　是 1 520 264 1 25692. 420 0. 000

　否 4 218 356 3 862儿时呼吸道病史 0　有 1 036 157 879

24. 814 0. 000　无 4 702 463 4 239家族史

　有 540 102 43840. 418 0. 000

　无 5 198 518 4 680职业接触

　有 246 47 19918. 374 0. 000

　无 5 492 573 4 919室内油烟

　有 593 92 50115. 218 0. 000

　无 5 145 528 4 617

使用污染燃料取暖

　是 1 680 258 1 42251. 073 0. 000

　否 4 058 362 3 696

表 4　影响 COPD 患病率的多因素 logistic 回归分析

Table 4　 Multivariate logistic regression analysis of the prevalence of COPD因素 �值 Sx χ2 值 P 值 OR (95% CI)值

性别 0. 562 0. 189 8. 845 0. 003 1. 754(1. 255 ~ 2. 632)

年龄 0. 590 0. 289 4. 170 0. 041 1. 804(1. 294 ~ 4. 016)

BMI 0. 846 0. 399 4. 485 0. 034 2. 33(1. 306 ~ 6. 250)

吸烟 0. 629 0. 314 4. 019 0. 045 1. 875(1. 227 ~ 4. 194)

儿时呼吸道病史 0. 759 0. 284 7. 163 0. 007 2. 136(1. 302 ~ 3. 957)

家族史 0. 880 0. 375 5. 516 0. 019 2. 411(1. 430 ~ 6. 212)

职业接触 0. 824 0. 406 4. 115 0. 042 2. 28(1. 369 ~ 6. 731)

室内油烟 0. 850 0. 399 4. 543 0. 033 2. 339(1. 493 ~ 7. 125)

使用污染燃料取暖 0. 743 0. 357 4. 321 0. 037 2. 102(1. 378 ~ 5. 593)


3　讨　论

采用整群随机抽样调查法对辽宁沈阳地区苏

家屯区≥65 岁常住居民 COPD 患病情况进行调查,结果显示,5 738 人中符合 COPD 诊断者 620 例,总患病率 10. 81% 。目前国内对 COPD 流行病学研究

多集中在 40 岁以上人群,但 2003 年一项调查结果

显示, 辽宁地区部分社区 COPD 发病率为

8. 02% [6],相比此次 2019—2020 年 COPD 发病率有

增长趋势。从不同性别来看,男性患病率 12. 58% 高于女

性 8. 93% ,差异具有统计学意义,且多因素 logistic回归分析显示性别是影响 COPD 发病的高危因素。一般来说,男性因日常生活习惯和社会角色不同引

发其吸烟、接触有害颗粒概率更高。还有研究认

为,不同性别人群存在激素、固有免疫系统方面差

异,而在基因水平上参与了 COPD 发病的调控[7]。将不同性别患者进行 GOLD 肺功能分级,发现男性

肺功能较女性更差,提示男性 COPD 患者病情更为

严重。比较不同年龄人群患病率发现,无论男性或

女性,随年龄升高,人群患病率逐渐递增,病情也越

严重,不仅与高龄人群免疫力差有关,可能也与

COPD 早期症状较为隐匿,容易被老年人群忽视而

检出率较低,病情持续进展而病程相对更长有关。BMI 也是影响 COPD 发病的独立因素,且 BMI 越

低,COPD 发病率越高。 BMI 偏低能在一定程度上

反映个体的营养状态和免疫功能。有学者研究认

为,营养状况可影响人体肺功能及肺部疾病的易感

性和治疗转归[8]。吸烟是 COPD 患者常见的危险因

素,大量研究已经证实,烟草中含有的焦油、尼古丁

等进入人体后可影响支气管上皮纤毛正常运动和

功能,降低气道对外界抵御力;同时还能抑制肺泡

中免疫细胞功能,使外界异物更容易沉积在气道黏

膜中引发炎症反应[9]。研究中家族史也是影响

COPD 发病因素之一。 COPD 是一种受到遗传和环

境共同影响的疾病,目前已经发现的与 COPD 易感

性有关基因有 CHRNA5[10]、 CLDN8[11]、TMPRSS11D[12]等,且大多与气道黏膜屏障损伤有

关。此外,儿时呼吸道疾病史也对 COPD 发病有关,推测原因可能是儿童期的反复气道感染可能造成

气道高反应性,引发成年后慢性支气管炎的发生。而幼年时期的呼吸道疾病史也可能在一定程度上

提示遗传、变应性疾病等因素的存在。室内油烟和

使用污染燃料取暖可能造成较为长期的室内空气

污染,特别是辽宁地区冬季寒冷,长期吸入此类有

害气体可损伤老年人群的呼吸道黏膜,从而成为诱

发 COPD 的一个重要因素。综上,辽宁地区 65 岁及以上 COPD 患病率总体

偏高,而性别、年龄、BMI、吸烟、儿时呼吸道病史、家族史、职业接触、室内油烟、使用污染燃料取暖与

COPD 发病有关,临床应重视高危人群的早期诊断

和预防工作。利益冲突　所有作者均声明不存在利益冲突

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(5):593-599.

(收稿日期:2021-04-21)



第一作者简介:张玲,本科,主治医师,主要研究方向:疾病感染治疗与防控工作

·论　著·

2010—2020 年 HIV 感染者疾病进程及影响因素分析张玲,林昌锋,孙霞,温煦,符式景

海南省第三人民医院感染科,海南　 572000

摘要:目的　探讨三亚地区 2010—2020 年内艾滋病病毒(HIV)感染者的疾病进程并分析其影响因素。方法　通过

国家艾滋病综合防治信息系统收集 2010 年 1 月至 2020 年 1 月三亚地区报告的 HIV 感染者资料。通过寿命计算法

计算艾滋病发病率,从性别、年龄、BMI、民族、婚姻状况、文化程度、高效抗逆转录病毒治疗(HAART)情况、贫血情

况、传播途径、CD4 + 细胞计数、合并其他病毒感染等方面分析影响 HIV 感染者疾病进程的单因素,采用 Cox 回归模

型分析影响 HIV 感染者疾病进程的独立危险因素。结果　 2010 年 1 月至 2020 年 1 月三亚地区共报告 HIV 感染者

761 例,其中 103 名进展为艾滋病(13. 53% ),艾滋病发病密度为 6. 01 / 100 人年,平均潜伏期为 7. 63 年,死亡病例 31名,全死因死亡率 1. 81 / 100 人年;性别、年龄、HAART 治疗情况、贫血、CD4 + 细胞计数、合并其他病毒感染是影响

HIV 感染者疾病进展的单因素(χ2 = 16. 803、13. 362、15. 954、20. 119、16. 039、15. 711,P < 0. 05);年龄、HAART 治疗情

况、贫血、CD4 + 细胞计数、合并其他病毒感染是影响 HIV 感染者疾病进展的独立危险因素(P = 0. 014、0. 007、0. 017、0. 009、0. 001、0. 001)。结论　潜伏期是 HIV 感染者病情进展的重要阶段,年龄、HAART 治疗情况、贫血、CD4 + 细胞

计数、合并其他病毒感染等均是影响 HIV 感染者疾病进展的独立危险因素。关键词:艾滋病毒;潜伏期;进程

中图分类号:R183;R512.91　文献标识码:A　文章编号:1006-2483(2021)04-0088-04　 DOI:10.3969/ j. issn. 1006 -2483.2021.04.020

Analysis of disease progression and influencing factors ofHIV-infected persons in 2010 -2020ZHANG Ling,LIN Changfeng,SUN Xia,WEN Xu,FU Shijing

Department of Infection,Hainan Provincial Third People′s Hospital,Haikou　 572000,China

Abstract:　 Objective 　 To investigate the disease progression and influencing factors of human immunodeficiency virus(HIV)-infected persons in Sanya area from 2010 - 2020. 　 Methods 　 Data of HIV infected cases reported in XX regionfrom January 2014 to January 2020 were collected through the National AIDS Comprehensive Prevention and ControlInformation System. The incidence of AIDS was calculated by the life expectancy method,and the single factors influencingthe progression of HIV infection were analyzed from the aspects of sex,age,BMI,nationality,marital status,educational level,highly active anti-retroviral therapy (HAART), anemia, route of transmission,CD +

4 cell count, and co-infection of otherviruses. 　 Results　 A total of 761 HIV-infected cases were reported in Sanya areaFrom January 2010 to January 2020,ofwhich 103 had progressed to AIDS (13. 53% ),the incidence of AIDS was 6. 01 / 100 person-years,the average incubationperiod was 7. 63 years;There were 31 death cases,and the all-cause mortality rate was 1. 81 / 100 person years;Gender,age,HAART treatment status, anemia, CD +

4 cell count, and other viral infections were single factors that affect the diseaseprogression of HIV-infected persons ( χ2 = 16. 803,13. 362,15. 954,20. 119,16. 039,15. 711,P < 0. 05),meanwhile,age,HAART treatment status,anemia,CD +

4 cell count,and other viral infections were independent risk factors that affect thedisease progression of HIV-infected persons ( P = 0. 014, 0. 007, 0. 017, 0. 009, 0. 001, 0. 001 ). 　 Conclusion 　 Theincubation period is an important stage of the disease progression of HIV-infected patients,moreover,age,HAART treatmentstatus,anemia,CD +

4 cell count,and other viral infections are all independent risk factors that affect the disease progression ofHIV-infected patients.Keywords:HIV;Incubation period;Progression

　　获得性免疫缺陷综合征 ( Acquired Immunedeficiency syndrome,AIDS)即艾滋病是由人类免疫缺陷病毒(Human immunodeficiency virus,HIV)感染导

致的以全身免疫系统严重受损为特征的传染性疾病,发病率、死亡率较高[1]。尽管目前临床尚未找到彻底清除 HIV 病毒的有效措施,但高效抗反转录病毒


(Highly active antiretroviral therapy,HAART)治疗能有效抑制 HIV 感染者体内病毒复制并提高感染者机体免疫力,AIDS 病患者疾病进程有所改变,生存率有所提高[2]。机体感染 HIV 后一般分为急性感染期、无症状期以及 AIDS 期。无症状感染期患者 HIV 检测呈阳性,但无典型症状体征,又称作潜伏期。相关文献指出[3],潜伏期长短直接关系到 HIV 感染者临床结局,延长 HIV 感染者潜伏期是提高其生存时间的关键所在。近年来关于 HIV 感染者疾病进程的研究较少。研究通过分析三亚地区 10 年内HIV 感染者疾病进程及影响疾病进程的相关危险因素,为临床控制 AIDS 传播,延长 HIV 感染者生存期提供参考。

1　对象与方法

1. 1　资料来源　经全国艾滋病综合防治信息系统下载三亚地区 2010 年 1 月至 2020 年 1 月期间报告的 HIV 感染者基线和随访资料,主要包括:性别、年龄、BMI、民族、职业、婚姻状况、文化程度、高效抗逆转录病毒治疗(HAART)情况、贫血情况、合并其他病毒感染、传播途径、CD4 + 细胞计数。诊断标准:参照《艾滋病和艾滋病毒感染诊断标准》 [4]。纳入标准:(1)现居住地址为某地区;(2)经替代策略试验或 HIV 确诊试验结果为阳性者;(3)审核标志卡为“已终审卡”者。排除标准:(1)报告时疾病已进展为 AIDS 者;(2)外籍及随访状态为失访者;(3)无法通过随访获取一般资料者。1. 2　方法　研究为回顾性队列研究,观察时间以确诊 HIV 感染确诊阳性为起始时间,观察时间截至2020 年 1 月 31 日。以 HIV 感染患者病情进展为AIDS 为终点事件,以观察期末患者疾病未进展或观

察期内随访或死亡为截尾事件。1. 3　统计学方法　采用 SPSS 19. 0 软件统计分析,计量资料以( x ± s )形式表示,采用独立样本 t 检验,计数资料比较采用卡方检验。采用寿命表发计算 HIV 进展为 AIDS 的累计发病率,采用对数正态分布模型计算潜伏期,经 Log-rank 检验从性别、年龄、体质量指数(Body Mass Index,BMI)、民族、婚姻状况、文化程度、HAART 治疗情况、贫血情况、传播途径、CD4 + 细胞计数、合并病毒感染等方面分析影响 HIV感染者疾病进程的单因素,采用 Cox 回归模型分析影响 HIV 感染者疾病进程的独立危险因素。检验水准以 P <0. 05 表示比较结果差异有统计学意义。

2　结　果

2. 1　潜伏期基本情况　 2010 年 1 月至 2020 年 1 月三亚地区共报告 HIV 感染者 761 例,其中 103 名进展为艾滋病(13. 53% ),艾滋病发病密度为 6. 01 /100 人年,平均潜伏期为 7. 63 年,死亡病例 31 名,全死因死亡率 1. 81 / 100 人年。2. 2　影响 HIV 感染者疾病进程的单因素分析　性别、年龄、HAART 治疗情况、贫血、CD4 + 细胞计数、合并其他病毒感染是影响 HIV 感染者疾病进展的单因素 ( χ2 = 16. 803、 13. 362、 15. 954、 20. 119、16. 039、15. 711,P < 0. 05),与 BMI、民族、婚姻状况、文化程度、传播途径无关(P > 0. 05)(表 1)。2. 3　影响 HIV 感染者疾病进程的多因素 Cox 分析

　 HAART 治疗情况、贫血、CD4 + 细胞计数、合并其他病毒感染是影响 HIV 感染者疾病进展的独立危险因素 ( P = 0. 014、 0. 007、 0. 017、 0. 009、 0. 001、0. 001)(表 2、表 3)。

表 1　影响 HIV 感染者疾病进程的单因素分析

Table 1　 Univariate analysis offactors influencing disease progression in HIV infected patients因素 AIDS 发病例数潜伏期(年) χ2 值 P 值

性别　男 71 4. 81

16. 803 < 0. 001　女 32 3. 92年龄组(岁)　 < 30 20 4. 37　 30 ~ 37 4. 93　 40 ~ 26 4. 15 13. 362 < 0. 001　 50 ~ 12 3. 66　 60 ~ 8 2. 50BMI(kg / m2)　 < 22 34 4. 64　 22 ~ 24 56 4. 71 2. 775 0. 748　 > 24 23 4. 32民族

　少数民族 79 4. 574. 179 0. 688

　汉族 24 4. 81婚姻状况

　未婚 61 4. 74　已婚有配偶 25 4. 45 2. 217 0. 834　离异或丧偶 17 4. 28

因素 AIDS 发病例数潜伏期(年) χ2 值 P 值

文化程度　小学及以下 22 4. 36　初中及高中 41 4. 65 2. 006 0. 866　大专及以上 40 4. 74HAART 治疗情况　是 83 4. 81

15. 954 < 0. 001　否 20 3. 54贫血情况　无 46 4. 72　轻度 24 4. 56

20. 119 < 0. 001　中度 20 3. 65　重度 13 2. 72传播途径　同性传播 40 4. 70　异性传播 37 4. 61

3. 242 0. 703　注射吸毒 16 4. 38　其他 10 4. 56合并其他病毒感染　有 31 3. 87

16. 039 < 0. 001　无 72 4. 85CD4 + 细胞计数(个 / mm - 3)　 < 200 28 3. 60　 200 ~ 500 56 4. 26 15. 711 < 0. 001　 > 500 19 4. 88


表 2　赋值表

Table 2　 Assignment table影响因素赋值情况

年龄 < 30 = 4,30 ~ = 3,40 ~ = 2,50 ~ = 1,60 ~ = 0

HAART 治疗情况是 = 1;否 = 0

贫血重度 = 3,中度 = 2,轻度 = 1,无 = 0

CD4 + 细胞计数 > 500 = 2,200 ~ 500 = 1, < 200 = 0

合并其他病毒感染有 = 1,无 = 0

表 3　影响 HIV 感染者疾病进程的多因素 Cox 分析

Table 3　 Multivariate Cox analysis of factors influencing disease progression in HIV infected patients影响因素 B 值 Sx Wald χ2 值 P 值 OR(95% CI)值

年龄 0. 606 0. 224 7. 353 0. 007 1. 834(1. 146 ~ 2. 754)

HAART 治疗情况 0. 772 0. 323 5. 721 0. 017 2. 165(1. 371 ~ 4. 862)

贫血 0. 878 0. 336 6. 816 0. 009 2. 405(1. 435 ~ 5. 359)

CD4 + 细胞计数 1. 168 0. 344 11. 499 0. 001 3. 216(1. 722 ~ 6. 645)

合并其他病毒感染 1. 457 0. 428 11. 619 0. 001 4. 295(2. 206 ~ 11. 790)

3　讨　论

HIV 感染后以机体免疫系统中 CD4 + T 淋巴细

胞为靶细胞,通过各种机制降低 CD4 + T 淋巴细胞表

达水平,进而干扰机体免疫系统运作,破坏免疫功

能[5]。随着疾病病程进展为 AIDS,CD4 + T 淋巴细

胞数量降到极低水平,机体发生致命性机会性感染

以及恶性肿瘤的风险明显增加,严重威胁患者生命

安全。 AIDS 因其快速突变性、高度致死性以及广泛

传播性成为全球最主要的公共卫生挑战之一。据

统计[6],截止 2017 年,全球约7 800万人感染 HIV,约3 500万人死于 AIDS 相关疾病。目前临床没有治

愈 AIDS 的有效方法,也缺乏有效的、安全的疫苗,甚至在 HAART 治疗过程中也有一定副作用。研究

指出[7],延长 HIV 感染者潜伏期是提高其生存期的

关键所在。 2010 年 1 月至 2020 年 1 月三亚地区共

报告 HIV 感染者 761 例,其中 103 名进展为艾滋病,艾滋病发病密度为 6. 01 / 100 人年,高于福建省[8]。1987—2018 年艾滋病发病密度 5. 25 / 100 人年,也高于 2012—2016 年温州市[9] 艾滋病发病密度。分

析认为可能是三亚地区 HIV 感染患者高危行为暴

露后,主动寻求 HIV 检测的意识薄弱,大多来自被

动检测确诊,导致难以采取有效的、针对性的措施

防治 HIV。 761 例 HIV 感染者 10 年死亡病例 31名,全死因死亡率 1. 81 / 100 人年,低于文献报道,与AIDS 免费抗病毒治疗等政策的推行有关。

目前临床关于性别在 HIV 感染后疾病进程的

关联的研究较多,但结论存在争议。有学者提

出[10],无论是处于 HIV 感染期还是 AIDS 期的女性

患者 CD4 + T 淋巴细胞水平均低于男性,女性较男性

HIV 感染者的疾病进展更快。但也有研究表明[11],性别与 HIV 感染后进展无明显关联。研究结果中

女性 HIV 感染者潜伏期明显短于男性。 Cox 多因素

分析显示性别并非影响 HIV 感染者疾病进展的独

立危险因素。 15 岁以上 HIV 感染患者随着年龄增

加,死亡风险明显提高,以 60 岁以上 HIV 感染者全

因病死率明显高于 15 ~ 44 岁 HIV 感染[12]者。年龄

是影响 HIV 感染者疾病进展的独立危险因素。分

析认为年龄本身也是影响机体免疫、恢复等功能的

重要因素,随着年龄增长,免疫、恢复功能减弱,加上 HIV 感染对免疫功能的破坏,疾病进展越快。HAART 治疗是通过 3 种或 3 种以上抗病毒药物联

合使用治疗 HIV 的方法,已被证实是目前治疗 HIV感染或 AIDS 最有效果的方法,虽无法治愈 AIDS,但可以有效降低患者体内 HIV 病毒载量,提高 CD4 + T淋巴细胞水平,进而降低机会性感染风险[13-14]。合

并 HAART 治疗的 HIV 感染患者潜伏期明显长于未

合并 HAART 治疗者,多因素分析显示 HAART 未治

疗是 HIV 感染者疾病进展的独立危险因素。国外学者研究发现[15],HIV 感染者中未发生贫

血者各种原因死亡的相对危险度明显低于合并中

度及重度以上贫血者。不同贫血程度 HIV 感染者

潜伏期具有明显差异,经 Cox 多因素分析显示合并

贫血是影响 HIV 感染者疾病进展的独立危险因素。分析认为合并贫血患者消化系统、代谢功能、免疫

功能等多个系统功能均受影响,身体素质相对较

差,感染 HIV 进一步降低机体免疫功能,疾病进展

较快[16]。 T 淋巴细胞免疫功能状况直接关系到


HIV 感染者病情进展状况。临床数据显示[17],当HIV 感染者 CD4 + T 淋巴细胞低于 200 个 / mm - 3时,一年后发生机会性感染几率高达 33% ,两年后几率

高达 58% 。研究中 < 200 个 / mm - 3、200 ~ 500 个 /mm - 3、 > 500 个 / mm - 3三组 HIV 感染患者潜伏期差

异明显,经多因素分析 CD4 + T 淋巴细胞水平低是影

响 HIV 感染者疾病进展的独立危险因素。文献报

道[18-19],由于乙型肝炎病毒、丙型肝炎病毒等与 HIV具有较为相似的传播途径如输血、静脉注射吸毒以

及性混乱等,因此 HIV 感染者合并肝炎病毒较为常

见。有研究发现[20],HIV 和肝炎病毒重叠感染后,HIV 基因产物可提高 HIV 逆转录水平,加快 HIV 复

制,进而影响 HIV 感染者疾病进程。合并其他病毒

感染是影响 HIV 感染者疾病进展的独立危险因素。综上所述,潜伏期是 HIV 感染者病情进展的重

要阶段,性别、年龄、HAART 治疗情况、贫血、合并其

他病毒感染、CD4 + 细胞计数等均是影响 HIV 感染

者疾病进展的独立危险因素。利益冲突　所有作者均声明不存在利益冲突

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(收稿日期:2021-04-02)



第一作者简介:马占青,本科,主治医师,主要研究方向:心血管内科

·论　著·

西宁地区 40 岁以上人群肥胖与高血压发病风险队列研究

马占青,韩琼

青海省心脑血管病专科医院高血压科,西宁　 810000

摘要:目的　探讨西宁地区 40 岁以上人群肥胖与高血压发病风险的队列研究。方法　采用前瞻性队列研究法,在青

海省心脑血管病专科医院行健康体检的1 149名 40 岁以上人群作为基线资料,并于 2015 年 8 月至 2017 年 8 月开展

统一健康状况随访。按照体质指数(BMI)将研究对象分为 A1、A2、A3、A4 组,计算各组高血压发病率。以 A2 组为

参照,用 Log-binomial 回归方法,校正变量,计算 A1、A3、A4 组高血压发病风险与 95% 置信区间。根据性别、年龄分

层计算肥胖对高血压发病人群的归因危险度百分比。结果　 919 例受试者中 BMI < 18. 5kg / m2 53 例、BMI 18. 5 ~23. 9kg / m2 546 例、BMI (24. 0 ~ 27. 9)kg / m2 256 例、BMI > 27. 9kg / m2 64 例;A4 组受试者高血压发病率及发病风险明

显高于 A3、A2、A1 组[χ2 值发病率 = 31. 698,U 值发病风险 = 3. 075(模型 1)、3. 572(模型 2)、3. 634(模型 3)、3. 505(模型

4),均 P = 0. 000];在总例数中,模型 1、2、3、4 基线体重正常 -随访超重 /肥胖组、基线超重 /肥胖 -随访体重正常组、基线 -随访超重 /肥胖组高血压发病风险增加 52. 00% 、26. 00% 、74. 00% ,52. 00% 、29. 00% 、75. 00% ,49. 00% 、28. 00% 、68. 00% ,30. 00% 、8. 00% 、35. 00% ;40 ~ 65 岁、≥66 岁超重 /肥胖者的高血压发病风险增加为 19. 00% 、9. 00% ,归因危险度百分比 6. 70% 、3. 40% 。结论　西宁地区 40 岁以上人群肥胖导致高血压的发病风险呈上升趋

势,且中年人群体重增长是高血压发病的危险因素。应建议加大对中年超重或肥胖人群的生活干预,有助于高血压

发病率下降。关键词:40 岁以上人群;肥胖;高血压


A cohort study on obesity and hypertension risk among peopleaged over 40 years old in Xining

MA Zhanqing,HAN QiongDepartment of Hypertension,Qinghai Cardio Vascular Disease Vocational Hospital,Xining　 810000,China

Abstract:　 Objective　 To investigate obesity and hypertension risk among people aged over 40 years old in Xining basedon cohort study. 　 Methods 　 In this prospective cohort study,the physical examination data of 1 149 physical examineesaged over 40 years in our hospital from August 2011 to August 2012 were included as baseline data. Follow up was performedfrom August 2015 to August 2017. The selected individuals were divided into four groups according to the body mass index(BMI),group A1,A2,A3,and A4,then the incidence of hypertension was recorded. With group A2 as reference group,therelative risks and 95% confidence intervals for hypertension of group A1,A3 and A4 were estimated using generalized linearregression model with Log-binomial regression methods. The population attributable risk proportion of obesity to hypertensivepopulation based on gender and age stratification was calculated. 　 Results 　 Among 919 subjects,53 cases had BMI <18. 5kg / m2,546 cases had BMI of 18. 5 - 23. 9kg / m2,256 cases had BMI of 24. 0 - 27. 9kg / m2 and 64 cases had BMI > 27.9kg / m2;The incidence rate and risk of hypertension in group A4 were significantly higher than those in group A3,A2 and A1[x2 incidence rate = 31. 698,U incidence risk = 3. 075 (model 1),3. 572 (model 2),3. 634 (model 3),3. 505 (model4),all P = 0. 000]. The relative risks of developing hypertension of baseline normal weight-follow up overweight / obesitygroup,baseline overweight / obesity-follow up normal weight group,and baseline / follow-up overweight / obesity group were52. 00% ,26. 00% and 74. 00% in model 1,those were 52. 00% ,29. 00% and 75. 00% in model 2,which were 49. 00% ,


28. 00% and 68. 00% in model 3,and were 30. 00% ,8. 00% and 35. 00% in model 4;The risk of hypertension amongoverweight / obese people aged 40 ~ 65 and ≥66 years was 19% and 9% ,and the population attributable risk proportion was6. 7% and 3. 4% ,respectively. 　 Conclusion　 In Xining area,the risk of obesity induced hypertension in people over 40years old is on the rise,and weight gain in middle-aged people is a risk factor for hypertension. Therefore,life intervention formiddle-aged overweight or obese people is of vital importance to reduce the incidence of hypertension.Keywords:People over 40 years old;Obesity;Hypertension

　　高血压为我国高发疾病,其发病受多因素影

响,而研究影响其发病危险因素,可为其防控提供

参考依据。近年来,随着国民经济的发展与生活水

平的提高,我国人群生活结构发生巨大改变,同时

身体活动量骤减,导致肥胖人群急剧增加[1]。肥胖

是心血管、代谢性疾病等多种慢性疾病的危险因

素,目前已被列入公共卫生重点关注领域。肥胖与

高血压关系密切,经体重控制后可防止高血压出现

或进展[2]。西宁位于我国西北部,长年干冷少雨,属高寒气候,当地人多食用高热量食物以更好抵御

寒冷。长期食用高热量的食物,过多热量转换为脂

肪贮存于机体,从而促进肥胖发生。尤其是 40 岁以

上中年人群,消化能力下降,更易发生肥胖。为此,分析西宁地区 40 岁以上人群肥胖与高血压发病风

险的队列研究。

1　对象与方法

1. 1　对象　研究人群来自于 2011 年 8 月至 2012年 8 月在青海省心脑血管病专科医院行健康体检的

40 岁以上人群(居住时间超过 6 个月以上者),共1 149名研究对象纳入基线调查。于 2015 年 8 月至

2017 年 8 月实行健康状况随访调查,实际随访且纳

入研究人数 919 名(总随访率 79. 98% )。研究经医

学伦理委员会批准,所有患者在参与研究前均知晓

此研究意图,并签署同意书。1. 2　方法　基线调查:采用标准调查方案,包括问

卷调查、体格检查、血液检测等;问卷调查包括性

别、年龄等;体格检查包括身高、血压等。随访调查:于 2015 年 8 月至 2017 年 8 月对基

线人群开展统一健康状况随访,通过约访或入户方

式,采集受试者心血管发病或死亡情况,同时重复

基线调查与测量,方法同基线调查。1. 3　定义　肥胖、高血压、腰臀比、糖尿病、血脂范

围均参考我国成人标准制定[3-4]。1. 4　统计学分析　采用 SPSS 22. 0 统计学软件,计量资料用均数 ± 标准差表示,比较用 t 检验;计量资

料用[n(% )]表示,比较用 χ2 检验;用 Log-binomial回归方法,校正变量,计算 A1、A3、A4 组高血压发病

风险与 95%置信区间;超重 /肥胖人群高血压发病

用人群归因危险度百分比计算;非正态分布计量资

料用 M(P25,P75)表示,两组比较采用 Wilcxon 检验,3 组比较采用 Kruskal-Wallis 检验;P < 0. 05 为差异

有统计学意义。结果中模型 1:调整年龄、性别(总人群),模型 2:模型 1 + 调整高血压家族史。模型

3:模型 2 +调整糖尿病、血脂异常;模型 4:模型 3 +调整基线 SBP 水平。

2　结　果

2. 1　不同 BMI 分组与高血压发病风险　 919 例受

试者中 BMI < 18. 5kg / m2 53 例、BMI 18. 5 ~ 23. 9kg / m2 546 例、BMI (24. 0 ~ 27. 9kg / m2) 256 例、BMI>27. 9kg / m2 64 例;A4 组受试者高血压发病率及发

病风险明显高于 A3、A2、A1 组(P < 0. 05)(表 1)。2. 2　基线 -随访肥胖状态变化对高血压发病影响

　以基线 - 随访体重均为否的为参照。在总例数

中,模型 1、2、3、4 基线体重正常 - 随访超重 /肥胖

组、基线超重 /肥胖 - 随访体重正常组、基线 - 随访

超重 /肥胖组高血压发病风险增加(表 2)。

表 1　不同 BMI 分组与高血压发病风险

Table 1　 Risk of hypertension in different BMI groups变量 A1 组 A2 组 A3 组 A4 组 U / χ2 值 P

总人数 53 546 256 64发病数 10 133 109 33发病率(% ) 18. 87 24. 36 42. 58 51. 56 31. 698 < 0. 001模型 1 0. 70(0. 60 ~ 0. 80) 1. 00 1. 40(1. 33 ~ 1. 47) 1. 67(1. 56 ~ 1. 79) 3. 075 < 0. 001模型 2 0. 73(0. 64 ~ 0. 84) 1. 00 1. 38(1. 29 ~ 1. 44) 1. 68(1. 6 ~ 1. 79) 3. 572 < 0. 001模型 3 0. 74(0. 66 ~ 0. 84) 1. 00 1. 29(1. 23 ~ 1. 35) 1. 68(1. 56 ~ 1. 79) 3. 634 < 0. 001模型 4 0. 83(0. 73 ~ 0. 93) 1. 00 1. 18(1. 13 ~ 1. 24) 1. 68(1. 56 ~ 1. 79) 3. 505 < 0. 001男性 28 253 100 19发病数 5 78 44 10


续表 1

变量 A1 组 A2 组 A3 组 A4 组 U / χ2 值 P 值

发病率(% ) 17. 86 30. 83 44. 00 52. 63 31. 205 < 0. 001模型 1 0. 62(0. 50 ~ 0. 78) 1. 00 1. 41(1. 30 ~ 1. 51) 1. 64(1. 47 ~ 1. 84) 4. 057 < 0. 001模型 2 0. 63(0. 51 ~ 0. 79) 1. 00 1. 42(1. 31 ~ 1. 53) 1. 66(1. 48 ~ 1. 87) 3. 763 < 0. 001模型 3 0. 65(0. 52 ~ 0. 80) 1. 00 1. 34(1. 24 ~ 1. 45) 1. 56(1. 38 ~ 1. 76) 4. 009 < 0. 001模型 4 0. 77(0. 63 ~ 0. 94) 1. 00 1. 21(1. 13 ~ 1. 29) 1. 27(1. 15 ~ 1. 41) 4. 191 < 0. 001女性 25 293 156 45发病数 6 89 64 23发病率(% ) 24. 00 30. 38 41. 03 41. 11 9. 537 0. 023模型 1 0. 77(0. 63 ~ 0. 93) 1. 00 1. 39(1. 29 ~ 1. 50) 1. 65(1. 51 ~ 1. 81) 4. 143 < 0. 001模型 2 0. 76(0. 63 ~ 0. 92) 1. 00 1. 40(1. 29 ~ 1. 51) 1. 63(1. 49 ~ 1. 79) 3. 865 < 0. 001模型 3 0. 74(0. 59 ~ 0. 89) 1. 00 1. 38(1. 28 ~ 1. 49) 1. 59(1. 44 ~ 1. 74) 5. 278 < 0. 001模型 4 0. 88(0. 72 ~ 1. 02) 1. 00 1. 15(1. 08 ~ 1. 22) 1. 27(1. 17 ~ 1. 37) 4. 446 < 0. 001年龄组(岁)　 40 ~ 65 0. 78(0. 65 ~ 0. 94) 1. 00 1. 16(1. 08 ~ 1. 25) 1. 24(1. 12 ~ 1. 36) 6. 450 < 0. 001　 ≥66 0. 93(0. 73 ~ 01. 19) 1. 00 1. 10(0. 96 ~ 1. 26) 1. 10(0. 89 ~ 1. 33) 1. 164 0. 325高血压家族史　是 0. 61(0. 36 ~ 0. 94) 1. 00 1. 27(1. 14 ~ 1. 41) 1. 30(1. 12 ~ 1. 50) 5. 329 < 0. 001　否 0. 87(0. 78 ~ 0. 98) 1. 00 1. 14(1. 08 ~ 1. 19) 1. 23(1. 15 ~ 1. 32) 5. 225 < 0. 001糖尿病　是 0. 91(0. 54 ~ 1. 52) 1. 00 0. 88(0. 70 ~ 1. 12) 0. 97(0. 74 ~ 1. 29) 1. 115 0. 409　否 0. 85(0. 76 ~ 0. 95) 1. 00 1. 17(1. 11 ~ 1. 22) 1. 27(1. 19 ~ 1. 35) 4. 597 < 0. 001血脂异常　是 0. 84(0. 61 ~ 1. 15) 1. 00 1. 22(1. 12 ~ 1. 33) 1. 29(1. 16 ~ 1. 43) 3. 371 < 0. 001　否 0. 78(0. 67 ~ 0. 91) 1. 00 1. 20(1. 13 ~ 1. 28) 1. 42(1. 29 ~ 1. 56) 4. 133 < 0. 001

表 2　基线 -随访肥胖状态变化对高血压发病影响

Table 2　 Influence of baseline-follow - up changes in obesity status on the incidence of hypertension超重 /肥胖状态

基线随访

发病例数

发病率(% )

高血压发病风险与 95%置信区间

模型 1 模型 2 模型 3 模型 4总例数 320 34. 82　否否 599 65. 18 1. 00 1. 00 1. 00 1. 00　否是 80 8. 71 1. 52(1. 41 ~ 1. 64) 1. 52(1. 41 ~ 1. 63) 1. 49(1. 38 ~ 1. 60) 1. 30(1. 22 ~ 1. 39)　是否 28 3. 05 1. 26(1. 11 ~ 1. 39) 1. 29(1. 15 ~ 1. 45) 1. 28(1. 14 ~ 1. 44) 1. 08(0. 98 ~ 1. 19)　是是 212 23. 07 1. 74(1. 65 ~ 1. 83) 1. 75(1. 65 ~ 1. 85) 1. 68(1. 69 ~ 1. 78) 1. 35(1. 28 ~ 1. 42)男 119 12. 95　否否 281 30. 58 1. 00 1. 00 1. 00 1. 00　否是 31 3. 37 1. 46(1. 32 ~ 1. 63) 1. 46(1. 32 ~ 1. 63) 1. 45(1. 30 ~ 1. 61) 1. 28(1. 17 ~ 1. 40)　是否 11 1. 20 1. 29(1. 10 ~ 1. 51) 1. 33(1. 14 ~ 1. 56) 1. 32(1. 13 ~ 1. 55) 1. 12(0. 98 ~ 1. 29)　是是 77 8. 38 1. 70(1. 58 ~ 1. 84) 1. 71(1. 57 ~ 1. 86) 1. 64(1. 50 ~ 1. 79) 1. 35(1. 25 ~ 1. 45)女 201 21. 87　否否 318 34. 60 1. 00 1. 00 1. 00 1. 00　否是 49 5. 33 1. 57(1. 42 ~ 1. 74) 1. 56(1. 41 ~ 1. 73) 1. 52(1. 37 ~ 1. 69) 1. 27(1. 17 ~ 1. 38)　是否 17 8. 46 1. 21(1. 03 ~ 1. 42) 1. 25(1. 06 ~ 1. 47) 1. 24(1. 06 ~ 1. 47) 1. 03(0. 91 ~ 1. 18)　是是 135 67. 16 1. 76(1. 63 ~ 1. 90) 1. 75(1. 62 ~ 1. 90) 1. 72(1. 58 ~ 1. 86) 1. 32(1. 24 ~ 1. 41)

2. 3　不同年龄超重、肥胖与高血压发病风险及归因

危险度百分比　在总例数中,40 ~ 65 岁、≥66 岁超

重 /肥胖者的高血压发病风险增加为 19. 00% 、9. 00% ,归因危险度百分比 6. 7% 、3. 4% (表 3)。

表 3　不同年龄超重、肥胖与高血压发病风险及归因危险度百分比

Table 3　 Relative risks and population attributable risk proportion of overweight,obesity and hypertension at different ages

项目例数超重 /肥胖

基线发病率(% ) 发病风险(95%置信区间)∗ 归因危险度百分比(% )年龄组(岁) 919 26. 12 1. 25(1. 20 ~ 1. 32) 8. 3　 40 ~ 65 790 26. 08 1. 19(1. 12 ~ 1. 27) 6. 7　 ≥66 129 26. 36 1. 09(0. 97 ~ 1. 26) 3. 4男性 400 22. 00 1. 23(1. 15 ~ 1. 32) 7. 3　 40 ~ 65 340 21. 76 1. 19(1. 08 ~ 1. 31) 6. 1　 ≥66 60 23. 33 1. 08(0. 91 ~ 1. 30) 2. 9女性 519 29. 29 1. 26(1. 18 ~ 1. 34) 8. 7　 40 ~ 65 450 29. 33 1. 19(1. 09 ~ 1. 30) 7. 2　 ≥66 69 28. 99 1. 09(0. 89 ~ 1. 32) 3. 6

　　注:∗以 BMI < 24kg / m2 为参照。


3　讨　论

高血压、肥胖症是目前临床亟待解决的问题,两种病症易引发人体其他并发症,严重影响其机体

健康[5]。大量报道指出,人体超重、肥胖与高血压

的发生存在紧密联系,也是高血压患病的危险因

素[6-7]。为此,对西宁地区就诊于医院的 40 岁以上

人群平均 4 年的随访调查结果发现(1)超重(BMI24. 0 ~ 27. 9kg / m2 )、肥胖(BMI > 27. 9kg / m2 )者有

较高的高血压发病几率;(2) BMI≥24kg / m2 后,会显著增加高血压的发病分险;(3)随着 BMI 水平上

升,高血压发病风险也呈上升趋势。国外学者大样

本量研究结果发现,40 岁以上年龄的肥胖女性发生

高血压风险是同龄体重正常女性约 7 倍[8]。有学

者针对4 294名 40 岁以上人群行高血压患病风险评

估发现,BMI 水平较高组人群患高血压风险是 BMI较低组的近 2 倍;提示人群肥胖影响高血压发

病[9]。模型 1 中,男性超重组中发生高血压风险略

高于女性,女性肥胖组发生高血压风险略高于男性。有研究结果表明,BMI 水平的改变与高血压发

病有关[10]。有研究分析成年男女基线血压水平正

常人群发现,基线为正常体重者而随访为超重或肥

胖者,其发生高血压风险是基线 - 随访均体重正常

者的 1. 57 倍[11]。此文研究结果与上述文献结果相

似,表明减脂的必要性,应加强控制体重,降低高血

压发病风险。有研究对超重或肥胖人群的总死亡

率进行分析发现,BMI≥24. 0kg / m2 人群的总死亡分

险较高[12]。因此,控制体重是降低高血压发病率的

重要防控手段。女性超重 /肥胖致高血压发病的归

因危险度百分比增长幅度较大,应加大对女性体重

的干预力度。还发现 40 ~ 65 岁归因危险度百分比

最高,其体重增加更易增加高血压发生风险。为

此,应加大针对中年人群的高血压防控力度,增强

对其生活的干预能力,大力开展健康教育活动,加强人群体育锻炼,有助降低高血压发病率。

综上所述,西宁地区 40 岁以上人群肥胖导致高

血压的发病风险呈上升趋势,且中年人群体重增加

是高血压发病的危险因素。利益冲突　所有作者均声明不存在利益冲突

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(收稿日期:2021-05-25)



第一作者简介:赵雪琴,本科,副主任医师,主要研究方向:儿童呼吸、支气管哮喘

通信作者:张娴,副主任医师,Email:seasonkey@ 163. com

·论　著·

14 岁以下重症哮喘患儿住院时间与家庭经济负担调查

赵雪琴,秦巧稚,经纬,张娴

江苏省苏北人民医院儿科,江苏扬州 225000

摘要:目的　探究扬州地区 14 岁以内重症哮喘患儿住院时间与家庭经济负担情况。方法　选取 2017 年 1 月到 2019年 12 月江苏省苏北人民医院收治的 14 岁以内因急性发作入院的重症哮喘患儿,采用问卷调查、查询医院收费系统

和随访方式收集患儿临床资料、住院时间、直接及间接费用等,并采用逐步回归分析影响患儿总费用的因素。结果

　 2017—2019 年共纳入 206 例,其中男 117 例,女 89 例,平均年龄(7. 24 ± 1. 53)岁,总年龄分布为 6 月 ~ 3 岁

(33. 01% )、 > 3 ~ 4 岁(24. 27% )、 > 6 ~ 13 岁(20. 39% )为主,发病季节以秋冬季(33. 01% )为主,平均住院时间为

(8. 50 ± 1. 42)d,年均家庭总费用(6 884. 20 ± 957. 61)元,患儿住院时间逐年减少、总费用呈逐年上升,差异具有统计

学意义(P < 0. 05);多元逐步回归分析显示,患儿住院时间、抗生素使用时间、是否有过敏性鼻炎、是否有肺心病、是否进行 GINA 规范治疗是影响重症哮喘患儿总费用的相关因素(P < 0. 05)。结论　 2017—2019 年扬州地区 < 14 岁

重症哮喘患儿住院时间有逐渐减少趋势、总费用有逐渐增加趋势,缩短住院时间、积极防控并发症、规范化治疗可有

效减轻患儿家庭经济负担。关键词:重症哮喘;住院时间;家庭经济负担


Hospitalization time and family financial burden of children under14 years old with severe asthmaZHAO Xueqin,QIN Qiaozhi,JING Wei,ZHANG Xian

Department of Pediatrics,Subei People′s Hospital,Yangzhou,Jiangsu　 225000,ChinaCorresponding author:ZHANG Xian,Email: seasonkey@163. com

Abstract:　 Objective　 To explore the hospitalization time and family financial burden of children under 14 years old withsevere asthma in this region. 　 Methods　 Children under 14 years old with severe asthma who were admitted to our hospitalfrom January 2017 to December 2019 as a result of an acute attack were selected in this study. Questionnaire surveys,hospitalcharging system,and follow-up methods were used to collect clinical data,length of hospital stay,and direct and indirect costsof the children with asthma. Stepwise regression was applied to analyze the factors influencing the total cost. 　 Results　 Atotal of 206 children were enrolled from 2017 to 2019,including 117 males and 89 females,with an average age of (7. 24 ±1. 53) years old. The total age distribution mainly consisted of six months to 3 years old (33. 01% ), > 3 to 4 years old(24. 27% ),and > 6 - 13 years old (20. 39% ). The onset season was mainly autumn and winter (33. 01% ). The averagelength of hospital stay was (8. 50 ± 1. 42) d. The annual average family cost was (6 884. 20 ± 957. 61) RMB. The length ofhospital stay decreased year by year,while the total cost increased year by year (P < 0. 05). Multiple stepwise regressionanalysis showed that the length of hospitalization,antibiotic use time,and presence / absence of allergic rhinitis,pulmonaryheart disease and GINA standard treatment were the related factors affecting the total cost in children with severe asthma (P< 0. 05). 　 Conclusion　 From 2017 to 2019,the hospitalization time of children under 14 years old with severe asthma inthis region decreased over time, while the total cost gradually increased. Shortening the hospitalization time, actively


preventing and controlling complications,and standardizing treatment can effectively reduce the financial burden of children′sfamilies.Keywords:Severe asthma;Length of stay;Family financial burden

　　支气管哮喘是以气道重塑、慢性炎症反应为主

要特征的慢性疾病,随病情发展严重发作次数逐渐

增加[1]。近二十年来全球哮喘患病率增加了 30% ,其中 80% 的医疗费用由 20% 重症患者引起[2]。儿

童正处于生长发育关键时期,重症哮喘可对患儿身

心健康、学习生活造成较大影响。哮喘目前尚无根

治办法,需持久用药控制病情和定期到院复查、治疗,因此家长或主要监护人需长期投入时间、精力

和经济支持,加重家庭负担[3]。扬州地区是哮喘的

高发地区,近年来随着大气污染加重,重症患儿数

量和住院比例有上升趋势,调查该地区重症哮喘患

儿的住院时间、疾病经济负担及影响因素对合理利

用医疗资源和提高患儿健康水平有重要意义[4]。研究收集 2017—2019 年苏北人民医院收治的 14 岁

以内重症哮喘患儿的住院时间和家庭负担数据,分析影响治疗费用的相关因素,旨在寻找降低患儿家

庭经济负担的有效方法。

1　对象与方法

1. 1　资料来源　选取 2017 年 1 月至 2019 年 12 月

江苏省苏北人民医院收治的 14 岁以内因急性发作

入院的重症哮喘患儿,纳入标准:(1)符合《儿童支

气管哮喘诊断与防治指南(2016 年版)》 [5] 中对重

症支气管哮喘的诊断标准;(2)年龄 6 个月 ~ 13 岁;(3)患儿家长知情并签署同意书。排除标准:(1)合并胸部畸形、心衰、肝衰竭、严重血液系统疾病、恶性肿瘤者;(2)患儿家长存在阅读理解能力障碍、无法沟通或其他原因无法完成费用记录者。研究经

该院医学伦理委员会审核通过。1. 2　方法　哮喘患儿的家庭经济负担 = 直接经济

负担 +间接经济负担,而直接经济负担包括直接医

疗费用和直接非医疗费用[6]。其中直接医疗费用

包括药品费、检查检验费、材料费、床位费、挂号费

等,可从医院收费系统获取;直接非医疗费用包括

营养费、交通费和雇佣护工费用等;间接经济负担

主要为监护人因照顾患儿累计误工费、儿童缺课额

外补课费用等。所有患儿在入院时即进行费用调

查,了解患儿该年度住院前相关支出及家庭年收入,同时对家长发放费用记录本,告知记录方法,嘱家长

记录住院期间的直接非医疗损失和间接损失,在患儿

出院时回收记录本,并嘱家长进行日常疾病相关费用

记录,出院后进行电话随访,收集出院后该年度内病

情控制及康复期间相关费用发生情况,其中病情控制

费用归入直接医疗费用,康复期间相关费用归入直接

非医疗费用。收集患儿一般临床资料,如性别、年龄、病程、入院途径、入院时间、住院时间、付费方式、合并

症、抗生素治疗时间、是否进行规范 GINA 治疗等,分析影响患儿总费用的相关因素。1. 3　统计学方法　 SPSS 22. 0 软件包分析数据,计量、计数资料分别以均数 ± 标准差( x ± s )、例数和

百分比(% )表示,多组间比较分别采用单因素方差

分析、 χ2 检验;采用逐步回归分析影响患儿家庭总

费用的影响因素。 P < 0. 05 为差异具有统计学

意义。

2　结　果

2. 1　 2017—2019 年重症哮喘患儿一般临床资料及

经济负担调查　 2017—2019 年该院共有重症哮喘

住院患儿 233 例,剔除未按要求记录费用、无法随访

者 27 例,共纳入 206 例。其中男 117 例,女 89 例,平均年龄(7. 24 ± 1. 53)岁,总年龄分布为 6 月 ~ 3岁(33. 01% )、 > 3 ~ 4 岁 (24. 27% )、 > 6 ~ 13 岁

(20. 39% )为主,发病季节以冬季(33. 01% )为主,平均住院时间为(8. 50 ± 1. 42) d,年均家庭总费用

(6 884. 20 ± 957. 61)元,其中直接医疗费用在总费

用中占比最高。纳入的 233 例重症哮喘患儿中

2017、2018、2019 年分别有 78 例、72 例、56 例,住院

时间分别为 ( 9. 51 ± 1. 42 ) d、 ( 8. 67 ± 1. 31 ) d、(7. 93 ± 1. 25)d,重症患儿住院时间逐年减少、总费

用逐年上升(P < 0. 05),而各年份性别、年龄分布、家庭人均年收入差异无统计学意义(P > 0. 05) (表1)。2. 2　影响患儿家庭经济负担的多元逐步回归分析

　单因素分析显示,重症患儿治疗费用与住院时

间、抗生素使用时间、合并过敏性鼻炎、肺心病、未进行 GINA 规范治疗有关(P < 0. 05) (表 2)。多元

逐步回归结果显示,患儿住院时间、抗生素使用时

间、是否有过敏性鼻炎、是否有肺心病、是否进行

GINA 规范治疗是影响重症哮喘患儿治疗费用的相

关因素(P < 0. 05)(表 3)。


表 1　 206 例患儿一般临床资料及经济负担调查　 [n(% ), x ± s ]Table 1　 Survey of general conditions,length of stay and financial burden of 206 children　 [n(% ), x ± s ]

组别 2017 年(n = 78) 2018 年(n = 72) 2019 年(n = 56) χ2 / F 值 P 值

性别

　男 45(57. 69) 46(63. 89) 24(42. 86)5. 828 0. 054

　女 33(42. 31) 26(36. 11) 32(57. 14)年龄组(岁)　 0. 5 ~ 3 26(33. 33) 24(33. 33) 18(32. 14)　 > 3 ~ 4 19(24. 36) 20(27. 78) 11(19. 64)　 > 4 ~ 5 12(15. 38) 13(18. 06) 10(17. 86) 3. 589 0. 892　 > 5 ~ 6 6(7. 69) 2(2. 78) 3(5. 36)　 > 6 ~ 13 15(19. 23) 13(18. 06) 14(25. 00)发病季节

　春 17(21. 79) 16(22. 22) 11(19. 64)　夏 13(16. 67) 15(20. 83) 10(17. 86)

0. 714 0. 994　秋 22(28. 21) 18(25. 00) 16(28. 57)　冬 26(33. 33) 23(31. 94) 19(33. 93)住院时间(d)　 < 7 22(28. 21) 20(27. 78) 14(25. 00)　 7 ~ 12 40(51. 28) 38(52. 78) 35(62. 50) 4. 039 0. 401　 > 12 16(20. 51) 14(19. 44) 7(12. 50)　平均 9. 51 ± 1. 42 8. 67 ± 1. 31 7. 93 ± 1. 25 23. 170 < 0. 001经济负担(元)　直接医疗费用 4 726. 21 ± 529. 16 4 926. 52 ± 682. 16 5 237. 24 ± 634. 57 11. 271 < 0. 001　直接非医疗费用 1 236. 82 ± 224. 90 1 273. 54 ± 185. 26 1 206. 25 ± 365. 81 1. 082 0. 343　间接经济负担 760. 38 ± 91. 62 618. 61 ± 125. 24 748. 92 ± 95. 64 39. 610 < 0. 001　总费用 6 723. 41 ± 826. 17 6 818. 67 ± 938. 24 7 192. 41 ± 997. 51 4. 572 0. 011家庭年收入(万元) 8. 40 ± 1. 57 8. 56 ± 1. 28 8. 71 ± 1. 36 0. 790 0. 455

表 2　影响患儿总费用的单因素分析( x ± s )Table 2　 Univariate analysis over the total cost in children( x ± s )

因素 n 费用(元) F 值 P 值

性别

　男 117 6 936. 41 ± 710. 241. 098 0. 274

　女 89 6 815. 56 ± 868. 57年龄组(岁)　 0. 5 ~ 3 68 6 936. 91 ± 736. 51　 > 3 ~ 4 50 6 924. 84 ± 728. 29　 > 4 ~ 5 35 7 023. 58 ± 695. 18 1. 480 0. 208　 > 5 ~ 6 11 6 726. 36 ± 627. 26　 > 6 ~ 13 42 6 675. 67 ± 708. 40住院时间(d)　 < 7 56 4 910. 81 ± 526. 15　 7 ~ 12 113 6 525. 14 ± 738. 39 849. 860 0. 000　 > 12 37 10 967. 54 ± 836. 25入院途径

　门诊 163 6 840. 62 ± 705. 291. 733 0. 085

　急诊 43 7 049. 40 ± 683. 16

因素 n 费用(元) F 值 P 值

付费方式

　半公费 47 7 056. 24 ± 683. 151. 863 0. 064

　自费 159 6 833. 35 ± 729. 24过敏性鼻炎

　是 21 7 346. 95 ± 738. 253. 143 0. 002

　否 185 6 831. 67 ± 709. 18肺心病

　是 36 8 376. 50 ± 1 026. 2512. 413 0. 000

　否 170 6 568. 18 ± 736. 85抗生素使用时间(d)　 < 7 54 6 245. 82 ± 687. 29　 7 ~ 12 102 6 536. 76 ± 708. 16 102. 750 0. 000　 > 12 50 8 282. 43 ± 1 057. 27GINA 规范治疗

　是 15 5 723. 57 ± 628. 246. 401 0. 000

　否 191 6 975. 35 ± 736. 18

表 3　影响患儿治疗费用的多元逐步回归分析

Table 3　 Multivariate stepwise regression analysis over the treatment costs in children因素偏回归系数标准误标准化偏回归系数 t 值 P 值

常量 1 792. 68 404. 94 4. 427 < 0. 001住院时间 3 145. 12 165. 37 1. 017 19. 019 < 0. 001合并过敏性鼻炎 477. 07 247. 88 0. 070 1. 925 0. 046肺心病 555. 87 232. 23 0. 103 2. 394 0. 018抗生素使用时间 352. 41 142. 80 0. 142 1. 869 0. 025GINA 规范治疗 - 622. 38 207. 69 - 0. 081 - 2. 997 0. 003


3　讨　论

哮喘作为一种慢性呼吸道疾病,多于儿童或中

青年时期起病,病程加长,需长期进行管理从而加

重经济负担。研究对近三年住院的重症哮喘患儿

家庭经济负担进行评估,旨在为哮喘综合防治提供

一定参考。研究纳入 206 例 < 14 岁重症哮喘患儿,其中男

孩多于女孩。相关研究显示,哮喘常起病于儿童发

育早期,且男性发病率高于女性,但随着青春期发

育过后,女性患儿数量逐渐增加[7-8]。而年龄段分

布以 6 月 ~ 3 岁、 > 3 ~ 4 岁最多,可能与该年龄段儿

童免疫力不足、不适应幼儿园环境入托后容易发生

感染性疾病有关。还有学者研究发现,近年来儿童

哮喘发病的性别差异有减小趋势[9],但调查中男女

患儿比例接近 1. 5∶ 1,与 2015 年石河子地区调查结

果类似[10]。而儿童哮喘发布依然以秋冬季为主,且主要出现在秋末冬初换季时,符合呼吸道感染疾病

发病特点,因此加强儿童体质锻炼依然是哮喘防治

重点。此外,近 3 年重症患儿数量呈逐渐减少趋势,可能与扬州地区诊治水平的提高有关,而平均住院

日的减少也证实了这一点。有报道 2009—2019 年

辽西地区因哮喘急性发作而入院的2 792例患者,平均住院时间在儿童中呈降低趋势,而平均住院费用

却在逐年增长[11]。住院时间为住院费用的主要影

响因素之一,且住院时间越长、费用越多[12],而治疗

费用的不断增长主要来自于直接医疗费用的增加。扬州地区重症哮喘就诊患儿直接医疗负担在总费

用中占比最高。近 5 年来我国药品费用处于增长

期,而儿童医保覆盖并不全面,大多数患儿依然为

自费治疗,因而家庭经济负担较重[13]。多元逐步回

归分析,患儿住院时间、抗生素使用时间、是否有过

敏性鼻炎、是否有肺心病、是否进行 GINA 规范治疗

是影响重症哮喘患儿总费用的相关因素。住院时

间是反映医疗资源利用的主要参考指标和影响住

院费用的总体因素,在保证患儿医疗质量的前提下

缩短住院时间可有效减少患儿治疗费用,还能间接

减少家长误工时间、交通费、营养费等。而合并过

敏性鼻炎、肺心病是影响哮喘患儿康复的主要原因

之一,较单纯哮喘患儿病情更复杂,容易产生更多

医疗费用。相关研究发现,抗生素在重症哮喘患者

药物费用中比例远高于哮喘治疗药物,而抗生素使

用时间越长,治疗费用越多,同时还会增加耐药性

和其他副作用的产生[14]。临床中将哮喘误诊为病

毒介导细支气管炎、难以鉴别患儿是否合并细菌感

染时都容易造成抗生素的不合理使用,因此按照

GINA 方案进行规范治疗也显得尤为重要。综上所述,2017—2019 年扬州地区 < 14 岁重症

哮喘患儿中男孩多于女孩,发病年龄以 6 个月 ~ 4岁为主,季节分布以秋冬季为主,患儿近 3 年平均住

院时间有逐渐减少趋势、总费用有逐渐增加趋势,而缩短住院时间、积极防控并发症、合理使用抗生

素、规范治疗可有效减轻患儿家庭经济负担。利益冲突　所有作者均声明不存在利益冲突

参考文献

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(收稿日期:2021-05-24)(本文编辑:吴海平)


第一作者简介:王玉霞,博士研究生,主任医师,主要研究方向:糖尿病及甲状腺疾病

·论　著·

沈阳地区成人超重肥胖致糖尿病多因素分析及干预策略

王玉霞1,任香凝2,薛洁1,付微微1

1. 中国医科大学附属第四医院内分泌与代谢病科,沈阳 110032;2. 中国医科大学附属第四医院体检中心

摘要:目的　了解沈阳地区成人超重、肥胖及肥胖相关糖尿病流行病特征,探讨超重、肥胖对糖尿病患病的影响。方

法　纳入 2018 年 1 月至 2019 年 12 月医院体检中心体检对象,采用问卷调查结合体格及实验室检查方式,最终获得

5 239人有效数据。测定身高、体重及血糖水平,计算身体质量指数(BMI)。比较沈阳地区不同特征和性别年龄成人

超重和肥胖情况,不同 BMI 人群糖尿病患病率。采用多因素 logistic 回归分析成人超重肥胖影响因素。采用复杂样

本 logistic 回归分析不同 BMI 分组超重肥胖成人糖尿病患病风险,计算调整混杂因素后 OR 值。结果　沈阳地区总

体超重率和肥胖率分别为 42. 05% 、21. 80% ;性别、地区、职业、吸烟、饮酒、饮食习惯以及每日睡眠时间与超重(χ2 =437. 299,χ2 = 399. 536,χ2 = 447. 144,χ2 = 77. 529,χ2 = 38. 984,χ2 = 297. 900,χ2 = 1 188. 323,P < 0. 001)和肥胖有关

(χ2 = 225. 169,χ2 = 47. 296,χ2 = 241. 920,χ2 = 129. 770,χ2 = 23. 197,χ2 = 98. 145,χ2 = 146. 05,P < 0. 001),差异均具有

统计学意义;总体而言,不同年龄组成人超重率和肥胖率比较,组间两两比较差异均具有统计学意义(P < 0. 05);不同性别年龄成人超重率和肥胖率比较,差异均具有统计学意义(P < 0. 05);性别、年龄、地区、吸烟、饮酒、饮食习惯、每日睡眠时间是成人超重肥胖的影响因素(P < 0. 05);随着 BMI 增加,糖尿病患病率逐渐升高(P < 0. 05);调整年

龄、地区等混杂因素后,BMI 为(24. 0 ~ 27. 9)kg / m2、≥28. 0kg / m2 成年男性和女性以及总体糖尿病患病风险仍高于

BMI 为(18. 5 ~ 23. 9)kg / m2者(男性:OR = 2. 034,OR = 2. 365,P < 0. 01;女性:OR = 1. 658,OR = 1. 763,P < 0. 01;总体:OR = 1. 763,OR = 1. 811)。结论　沈阳地区成人超重率和肥胖率较高,且随着 BMI 增加,糖尿病患病风险增加,应根

据相关影响因素做好健康宣教及干预,以控制体重和预防糖尿病发生。关键词:成人;超重;肥胖;身体质量指数;糖尿病;流行病特征


Multivariate analysis and intervention strategies for diabetes mellituscaused by overweight and obesity in adults in Shenyang

WANG Yuxia1,REN Xiangning2,XUE Jie1,FU Weiwei1

1. Department of Endocrinology and Metabolic Diseases,the Fourth Affiliated Hospital of China Medical University,Shenyang　 110032,China;

2. Physical Examination Center,the Fourth Affiliated Hospital of China Medical University;Shenyang　 110032,China

Abstract:　 Objective　 To investigate epidemic characteristics of overweight,obesity and obesity-related diabetes in adultsin Shenyang,and to explore the influence of overweight and obesity on diabetes. 　 Methods　 Questionnaire survey combinedwith physical examination and laboratory examination was adopted to finally collect valid data of 5 239 people underwentphysical examination in the hospital from January 2018 to December 2019. Height,weight and blood glucose levels weremeasured and body mass index ( BMI ) was calculated. The overweight and obesity status of adults with differentcharacteristics,gender and age were compared,and the prevalence of diabetes among people with different BMI in Shenyangwas recorded. Multivariate Logistic regression was used to analyze the influencing factors of overweight and obesity in adults.Logistic regression with complex sample data was used to analyze the risk of diabetes among overweight and obesity adults indifferent BMI subgroups,and the odds ratio (OR) value was calculated. 　 Results　 The overall overweight and obesity ratesin Shenyang were 42. 05% and 21. 80% respectively. Gender,region,occupation,smoking,alcohol consumption,eating habits


and daily sleep time were associated with overweight (χ2 = 437. 299,χ2 = 399. 536,χ2 = 447. 144,χ2 = 77. 529,χ2 = 38. 984,χ2 = 297. 900,χ2 = 1 188. 323,P < 0. 001) and obesity ( χ2 = 225. 169, χ2 = 47. 296, χ2 = 241. 920, χ2 = 129. 770, χ2 =23. 197,χ2 = 98. 14,χ2 = 146. 05,P < 0. 001),the differences were statistically significant. The overweight and obesity ratesamong adults of different ages and gender had significant difference (P < 0. 05). Gender,age,region,marital status,smoking,alcohol consumption,eating habits and daily sleep time were the influencing factors of overweight and obesity in adults (P <0. 05). With the increase of BMI, the prevalence of diabetes gradually increased ( P < 0. 05 ). After adjusting for theconfounding factors such as age,region and family per capita annual income,the risk of diabetes mellitus in adults with BMIof 24. 0 ~ 27. 9 kg / m2,or ≥28. 0 kg / m2 were higher than those with BMI of 18. 5 ~ 23. 9 kg / m2,(Male: OR = 2. 034,OR =2. 365,P < 0. 05;Female:OR = 1. 658,OR = 1. 763,P < 0. 05;Overall:OR = 1. 763,OR = 1. 811,P < 0. 05). 　 Conclusion　 The overweight and obesity rates of adults in Shenyang are relatively high,and the risk of diabetes increases with theincrease of BMI, so the related health education and intervention are of vital importance in weight-control and diabetesprevention.Keywords:Adult;Overweight;Obesity;Body mass index;Diabetes;Epidemiological characteristics

　　超重和肥胖可能影响人体健康的过量脂肪堆

积。随着人们膳食结构以及生活行为方式的改变,全球超重和肥胖发病率均处于较高水平,且有逐年

上升趋势[1]。超重和肥胖为多种慢性非传染性疾

病危险因素。 Kuwabara M 等[2] 通过 5 年回顾性队

列研究发现,与无代谢综合征的瘦 /正常者相比,超重肥胖但无代谢综合征者 5 年内糖尿病累积发病率

增加,且尽管空腹血糖正常,超重肥胖也会增加糖

尿病患病风险。另有研究指出,身体质量指数

(Body mass index,BMI)在成年人群糖尿病筛查中

具有较好的筛检价值[3]。同时有研究分析沈阳市

1993—2015 年成人体质状况发现,沈阳市成年居民

超重、肥胖状况呈逐年上升趋势。因此,了解该地

区成人超重、肥胖及肥胖相关糖尿病流行病特征,分析超重肥胖致糖尿病多因素,提出针对性干预策

略,对该地区成人超重、肥胖及肥胖相关糖尿病防

治具有重要意义。

1　对象与方法

1. 1　对象　纳入 2018 年 1 月至 2019 年 12 月医院

体检中心体检对象,共发放5 697份问卷,其中有效

问卷共5 239份,有效应答率为 91. 96% ,最终纳入对

象共5 239例,其中男性2 718例,女性2 521例。纳入

标准:(1)18 岁以上;(2)沈阳地区户籍且居住时间

3 年以上;(3)超重或肥胖者;(4)糖尿病者符合相

关诊断标准[4]。排除标准:(1)严重心、肝、肾等功

能障碍者;(2)除肥胖以外其他原因引起的糖尿病;(3)资料不完整或缺失。研究对象均签署知情同

意书。1. 2　方法

1. 2. 1　问卷调查　由培训合格人员使用自行设计的

居民慢性病调查问卷,采用面对面方式收集研究对象

人口学特征(性别、年龄、地区、受教育程度、婚姻状

态)、吸烟(过去 1 个月内平均每天吸烟数超过 1 根定

义为“有”,反之为“无”)、饮酒(过去 1 年内平均每月

饮酒超过 1 次定义为“有”,反之为“无”)、饮食习惯、每日睡眠时间等情况。1. 2. 2　体格及实验室检查　 (1)体格检查:使用智

能医用身高体重秤(郑州上禾电子科技有限公司,型号 SH -200G)测量研究对象身高和体重,身高精

确至 0. 1m,体重精确至 0. 1kg,BMI(kg / m2) =体重 /身高的平方。 (2)实验室检查:抽取研究对象空腹

和餐后 2 h 静脉血,由中国医大四院检验科技术人

员采用全自动生化分析仪测定空腹血糖 ( Fastingblood glucose, FPG) 和餐后 2 h 血糖 ( 2 - hourpostprandial blood glucos,2h - PBG)水平。1. 2. 3　质量控制　调查前对参与研究人员统一进

行培训和考核,并进行预调查;调查时采用身份证

号进行身份核实,使用同一型号仪器及同一批号试

剂盒进行体格及实验室检查;问卷调查采用面对面

法,由相关人员进行记录,调查结束后由专人对漏

项和缺项进行电话补访;最终数据采用双人盲法录

入电脑,录入后再次进行核查。1. 3　判定标准　超重和肥胖[5]:24. 0kg / m2≤BMI< 28. 0kg / m2 定义为超重,BMI≥28kg / m2 定义为肥胖。糖尿病[6]: FPG≥7. 0mmol / L 或 2h - PBG≥11. 1mmol / L 或已被县级及以上医院确诊为糖尿病

定义为糖尿病。1. 4　统计学方法　采用 SPSS 20. 0 软件对数据进

行统计分析。符合正态分布计量资料用( x ± s)表

示。计数资料用频数(% )表示,采用 χ2 检验。 P <0. 05 为差异具有统计学意义。

2　结　果

2. 1　沈阳地区不同特征成人超重和肥胖情况　沈


阳地区总体超重率和肥胖率分别为 42. 05%(2 203 / 5 239)、21. 80% (1 142 / 5 239 )。性别、地

区、职业、吸烟、饮酒、饮食习惯以及每日睡眠时间

与超重和肥胖有关(P < 0. 05)(表 1)。表 1　沈阳地区不同特征成人超重和肥胖情况　 [n(% )]Table 1　 Analysis of overweight and obesity status among

adults with different characteristics in Shengyang　 [n(% )]变量例数超重肥胖

性别

　男性 2 362 1 365(57. 79) 738(31. 24)　女性 2 877 838(29. 13) 404(14. 04)　 χ2 值 437. 299 225. 169　 P < 0. 001 < 0. 001地区

　城区 2 796 1 532(54. 79) 712(25. 46)　县城 2 443 671(27. 47) 430(17. 60)　 χ2 值 399. 536 47. 296　 P < 0. 001 < 0. 001受教育程度

　初中及以下 1 137 478(42. 04) 232(20. 40)　高中或大专 2 364 1 012(42. 81) 518(21. 91)　本科及以上 1 738 713(41. 02) 392(22. 55)　 χ2 值 1. 309 1. 897　 P 值 0. 520 0. 387婚姻状态

　未婚 897 451(50. 28) 192(21. 40)　已婚 3 101 1 271(40. 99) 671(21. 64)　分居 /离异 /丧偶 1 241 481(38. 76) 279(22. 48)　 χ2 值 2. 036 0. 468　 P 值 0. 361 0. 791职业

　以体力劳动为主 2 987 882(29. 53) 421(14. 09)以脑力劳动为主 2 252 1 321(58. 66) 721(32. 02)　 χ2 值 447. 144 241. 920　 P < 0. 001 < 0. 001吸烟

　有 3 124 1 468(46. 99) 848(27. 14)　无 2 115 735(34. 75) 294(13. 90)　 χ2 值 77. 529 129. 770　 P < 0. 001 < 0. 001饮酒

　有 2 934 1 349(45. 98) 711(24. 23)　无 2 305 854(37. 05) 431(18. 70)　 χ2 值 38. 984 23. 197　 P < 0. 001 < 0. 001饮食习惯

　均衡 1 014 232(22. 88) 173(17. 06)　蔬菜为主 936 298(31. 84) 114(12. 18)　肉食为主 3 289 1 673(50. 87) 855(26. 00)　 χ2 值 297. 900 98. 145　 P < 0. 001 < 0. 001每日睡眠时间(h / d)　 < 7 2 454 1 645(67. 03) 698(28. 44)　 7 ~ 9 1 913 354(18. 50) 253(13. 23)　 > 9 872 204(23. 39) 191(21. 90)　 χ2 值 1 188. 323 146. 05　 P < 0. 001 < 0. 001

合计 5 239 2 203 1 142

2. 2　不同性别、年龄值成人超重和肥胖情况　总体

而言不同年龄值成人超重率和肥胖率比较,差异均

具有统计学意义(P < 0. 05);不同性别年龄成人超

重率和肥胖率比较,差异均具有统计学意义(P <0. 05)(表 2)。

表 2　不同性别年龄成人超重和肥胖情况　 [n(% )]Table 2　 Overweight and obesity in adults of different

ages　 [n(% )]变量例数超重肥胖

男性(岁)

　 18 ~ 20 441 142(32. 20) 83(18. 82)

　 20 ~ 39 634 155(24. 45) 92(14. 51)

　 39 ~ 59 736 323(43. 89) 225(30. 57)

　 ≥60 1 121 745(66. 46) 338(30. 15)

　 F / χ2 值 341. 645 73. 849

　 P < 0. 001 < 0. 001

女性(岁)

　 18 ~ 20 521 45(8. 64) 33(6. 33)

　 20 ~ 39 775 124(16. 00) 96(12. 39)

　 39 ~ 59 911 221(24. 26) 118(12. 95)

　 ≥60 670 448(66. 87) 157(23. 43)

　 F / χ2 值 643. 346 77. 249

　 P < 0. 001 < 0. 001

合计(岁)

　 18 ~ 20 962 167(17. 36) 116(12. 06)

　 20 ~ 39 1 409 279(19. 80) 188(13. 34)

　 39 ~ 59 1 647 544(33. 03) 343(20. 83)

　 ≥60 2 768 1 193(43. 10) 355(12. 83)

　 F / χ2 值 347. 582 64. 212

　 P < 0. 001 < 0. 001

2. 3　成人超重肥胖影响因素多因素 logistic 回归分

析　性别、年龄、地区、吸烟、饮酒、饮食习惯、每日

睡眠时间是成人超重肥胖的影响因素(P < 0. 05)(表 3)。2. 4 　不同 BMI 人群糖尿病患病情况　 BMI 为

(18. 5 ~ 23. 9 ) kg / m2、 ( 24. 0 ~ 27. 9 ) kg / m2、 ≥28. 0kg / m2 人群糖尿病患病率分别为 2. 92% (153 /5 239)、6. 60% (346 / 5 239)、4. 81% (252 / 5 239),随着 BMI 增加,糖尿病患病率呈升高趋势。2. 5　不同 BMI 超重肥胖成人糖尿病患病风险　男

性中,BMI 为(24. 0 ~ 27. 9) kg / m2 和≥28. 0kg / m2

人群糖尿病患病风险分别是 BMI 为 18. 5 ~23. 9kg / m2的 5. 069、5. 823 倍(OR = 2. 342,95% CI:1. 967 ~ 2. 693; OR = 2. 412, 95% CI: 2. 034 ~2. 987);女性中,BMI 为(24. 0 ~ 27. 9) kg / m2 和≥28. 0kg / m2 人群糖尿病患病风险分别是 BMI 为


(18. 5 ~ 23. 9 ) kg / m2 的 2. 837、 5. 231 倍 ( OR =1. 623,95% CI: 1. 182 ~ 1. 963; OR = 1. 711, 95%CI:1. 236 ~ 1. 987 ); 总体而言, BMI 为 ( 24. 0 ~27. 9)kg / m2 和≥28. 0kg / m2 人群糖尿病患病风险

分别是 BMI 为(18. 5 ~ 23. 9)kg / m2 的 5. 793、5. 482倍 ( OR = 1. 627I, 95% CI: 1. 548 ~ 2. 339; OR =1. 769,95% CI:1. 632 ~ 1. 936)。调整年龄、地区、家庭人均年收入等混杂因素后,男性中, BMI 为

(24. 0 ~ 27. 9) kg / m2和≥28. 0kg / m2 人群糖尿病患

病风险分别是 BMI 为 ( 18. 5 ~ 23. 9 ) kg / m2 的

4. 213、4. 352 倍 ( OR = 2. 034, 95% CI: 1. 433 ~2. 871;OR = 2. 365,95% CI:1. 896 ~ 2. 963);女性

中,BMI 为(24. 0 ~ 27. 9) kg / m2 和≥28. 0kg / m2 人

群糖尿病患病风险分别是 BMI 为(18. 5 ~ 23. 9)kg /m2 的 2. 931、5. 432 倍(OR = 1. 658,95% CI:1. 324~ 2. 369;OR = 1. 763,95% CI:1. 165 ~ 2. 115);总体

上,BMI 为(24. 0 ~ 27. 9) kg / m2 和≥28. 0kg / m2 人

群糖尿病患病风险分别是 BMI 为(18. 5 ~ 23. 9)kg /m2 的 3. 523、4. 282 倍(OR = 1. 763,95% CI:1. 421~ 2. 232;OR = 1. 811,95% CI:1. 496 ~ 1. 993)。

表 3　成人超重肥胖影响因素多因素 logistic 回归分析　 [n(% )]Table 3　 Multivariate logistic regression analysis of factors affecting adult overweight and obesity　 [n(% )]

变量 χ2 值 P β 值 Sx OR 值 95% CI

常数项 83. 648 < 0. 001 4. 987 0. 469 - -

性别

　女性 - - - - 1. 000 -

　男性 72. 141 < 0. 001 0. 468 0. 044 1. 524 1. 158 ~ 1. 936

年龄组(岁)

　 18 ~ 20 - - - - 1. 000 -

　 20 ~ 39 47. 659 < 0. 001 0. 783 0. 148 2. 264 1. 863 ~ 2. 963

　 39 ~ 59 79. 634 < 0. 001 1. 025 0. 115 2. 832 2. 015 ~ 3. 942

　 ≥60 86. 542 < 0. 001 1. 236 0. 123 3. 154 2. 894 ~ 4. 581

地区

　县城 - - - - 1. 000 -

　城区 23. 642 0. 023 1. 011 0. 169 2. 142 1. 893 ~ 3. 569

职业

　以体力劳动为主 - - - - 1. 000 -

　以脑力劳动为主 0. 445 0. 448 - 0. 043 0. 057 0. 934 0. 821 ~ 1. 054

吸烟

　无 - - - - 1. 000 -

　有 56. 482 < 0. 001 - 0. 345 0. 047 0. 725 0. 648 ~ 0. 936

饮酒

　无 - - - - 1. 000 -

　有 5. 327 0. 023 0. 108 0. 042 1. 182 0. 893 ~ 1. 213

饮食习惯

　均衡 - - - - 1. 000 -

　蔬菜为主 23. 524 < 0. 001 - 0. 184 0. 036 0. 848 0. 711 ~ 0. 899

　肉食为主 33. 597 < 0. 001 0. 393 0. 082 1. 482 1. 214 ~ 1. 693

每日睡眠时间(h / d)

　 < 7 - - - - 1. 000 -

　 7 ~ 9 9. 648 < 0. 001 - 0. 158 0. 038 0. 982 0. 673 ~ 1. 158

　 > 9 8. 645 < 0. 001 - 0. 184 0. 064 0. 721 0. 638 ~ 0. 967

3　讨　论

近年调查数据显示,中国成年人群超重率和肥

胖率分别可达 34. 26% 、10. 98% ,成年人超重和肥

胖形势严峻。研究发现,中国成人肥胖患病率具有

地理异质性,其中辽宁省为肥胖高发地区[6]。相对

于东南地区,东北、西北地区超重和肥胖患病率较

高[7]。 2018 年 1 月至 2019 年 12 月沈阳地区5 239例成年常住居民 BMI 分析发现,总体超重率和肥胖

率分别为 42. 05% 、21. 80% ,超重率和肥胖率高于


余纪会等[8] 报道数据,符合超重患病率地理异质

性,分析原因可能与不同地区饮食习惯差异有

关[10],超重率和肥胖率低于周林等[9] 报道的数据,提示沈阳地区居民超重和肥胖情况可能略优于济

南地区,但仍应引起重视,超重率和肥胖率高于刘

佳中[3]报道数据,可能与此次纳入老年人口基数相

对较大,居民生活条件提高有关。研究发现,男性、城区、脑力劳动、吸烟、饮酒、肉食为主、每日睡眠时

间 < 7h / d 者超重率和肥胖率较高,性别差异可能与

女性对体重变化关注度高于男性[11];城区差异可能

与城市人群不良饮食习惯较县城多有关;职业差异

可能与脑力劳动对长时间静坐、缺乏运动有关;吸烟和饮酒者表现出的高超重和肥胖率,符合陶丽丽

等报道结果;相关数据显示,每天睡眠时间不足 7h者较 7 ~ 9h 者更易发生超重和肥胖[12],与研究结果

一致。不同年龄成人超重率和肥胖率以及不同性

别年龄成人超重率和肥胖率均显示出显著差异,提示应将男性作为超重肥胖防治工作重点。

糖尿病为居民常见慢性病。中国 45 岁及以上

人群糖尿病患病率约为 10. 6% 。超重和肥胖为 2型糖尿病发病重要危险因素之一[13]。研究表明,肥胖常与非酒精性脂肪肝、胰岛素抵抗、炎症和代谢

综合征有关,而有以上危险因素肥胖者患 2 型糖尿

病的风险比约为无以上危险因素肥胖者的 11倍[14]。研究结果显示,随着 BMI 增加,糖尿病患病

率逐渐升高,表明肥胖与糖尿病有关,且可能增加

糖尿病患病风险。在未调整和调整混杂因素模型

中均显示出,BMI 越高糖尿病患病风险越高,提示降

低成年人超重和肥胖水平,有利于减少糖尿病的发

生,临床应加强超重和肥胖以及肥胖相关糖尿病知

识的健康教育, 鼓励健康生活方式, 提高生活

质量[15]。综上所述,沈阳地区成人超重率和肥胖率较

高,且随着 BMI 增加,糖尿病患病风险增加,应根据

相关影响因素做好健康宣教及干预,以控制体重和

预防糖尿病发生。利益冲突　所有作者均声明不存在利益冲突

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(收稿日期:2021-04-23)

(本文编辑:易秋莎)


基金项目:教育部人文社会科学研究规划基金(15YJAZH094)第一作者简介:尹晓红,硕士在读,主要研究方向:流行病与统计学

通信作者:燕虹,教授,博士生导师,Email:yanhmjxr@ aliyun. com

·论　著·

新发传染病下孕产妇压力状况相关因素分析尹晓红,魏礼清,江琦,郭孟兰,燕虹

武汉大学健康学院,武汉　 430071

摘要:目的　通过问卷调查了解新发传染病期间孕产妇的心理压力状况并探究相关影响因素,为公共卫生事件下孕

产妇的心理干预提供理论依据。方法　研究采用现况调查的方式,于 2020 年 4 月至 7 月共纳入武汉市和黄冈市的

293 例孕妇作为调查对象,使用一般资料问卷、知觉压力量表和心理韧性量表等进行调查。结果　孕产妇知觉压力

量表平均得分为(17. 75 ± 6. 07),其中无 /轻度压力占 22. 8% 、中度压力 63. 1% 、重度压力占 14. 1% 。多因素线性回

归分析显示:孕妇心理韧性差(β = - 0. 206,95% CI: - 0. 288 ~ - 0. 124),对自己(β = 1. 695,95% CI:0. 625 ~ 2. 766)

和宝宝感染新发病毒的风险过度担忧(β = 1. 775,95% CI:0. 640 ~ 2. 910),以及家庭收入过低(β = - 0. 370,95% CI:

- 0. 729 ~ - 0. 012)是疫情期间孕产妇压力情绪的主要影响因素。结论　新发传染病流行期间孕产妇普遍存在心

理压力。医疗机构需重视突发公共卫生事件时期的孕产妇的心理负担状况,对于重点人群应加强社会支持,及时提

供心理辅导,以改善孕产妇的不良情绪和促进母婴健康。

关键词:突发公共卫生事件;新发传染病;孕产妇;心理压力


Research on the psychological stress and its associated factors ofpregnant women during the epidemics of emerging infectious diseases

YIN Xiaohong,WEI Liqing,JIANG Qi,GUO Menglan,YAN Hong

Department of Epidemiology and Health Statistics,School of Health Sciences of Wuhan University,Wuhan　 430071,China

Correspongding author: YAN Hong,Email: yanhmjxr@ aliyun. com

Abstract:　 Objective　 To investigate the occurrence of maternal stress under the epidemic,and analyze its relevant factors,

to provide a reference for improving pregnancy quality and psychological counseling services during pregnancy. 　 Methods　

From April to July 2020,293 pregnant women from maternity and childcare hospital in Wuhan and Huanggang were selected

as the subjects of the cross-sectional survey. 　 Results　 The average score of the PSS pressure scale for pregnant women was

(17. 75 ± 6. 07),among which no / mild,moderate and severe stress accounted for 22. 8% ,63. 1% and 14. 1% ,respectively.

According to multiple linear regression analysis,the factors affecting the maternal stress level of pregnant women are poor

psychological resilience (β = - 0. 206,95% CI: - 0. 288 ~ - 0. 124),low family income (β = - 0. 370,95% CI: - 0. 729

~ - 0. 012),excessively fearful about their babies (β = 1. 775,95% CI:0. 640 ~ 2. 910) and themselves (β = 1. 695,95%

CI:0. 625 ~ 2. 766) about infected with the new virus. 　 Conclusion 　 The present study explores the factors related to

maternal stress and depression during the epidemic. For pregnant women with high psychological stress,it is recommended

that medical staff and family members should take care of them in a timely manner, strengthen their social support, and

provide psychological counseling positively in order to improve pregnant women′s psychological mood and promote maternal

and infant health.

Keyword:Public health emergencies;Emerging infectious diseases;Pregnant women;Psychological stress


　　心理压力是当个体无法应对环境要求时所产

生的负性感受和消极信念,由压力源和压力反应共

同构成,通常由生物、心理和社会等各种事件所导

致[1]。 2019 年某新发传染病作为突发公共卫生事

件已经构成全球大流行的态势[2]。孕妇作为特殊

人群,若承受过高的心理压力则可能更易导致妊娠

并发症、早产或低出生体重儿等不良母婴结局[3]。由于新发传染疾病具有一定的特殊性和持续性[4],在这种疾病流行情况下,孕妇群体的压力表现以及

相关因素更值得学者探究。基于此,研究采用结构

化问卷与标准量表对我国疫情下武汉市及其周边

城市的孕产妇压力情绪开展现况调查,以阐明新发

传染病疫情对孕产妇压力的影响程度以及其相关

因素。

1　对象与方法

1. 1　对象　研究在 2020 年 4 ~ 7 月期间,采用方

便抽样的方法,纳入武汉市和黄冈市的孕晚期孕

产妇开展现况调查。调查对象的纳入标准:(1)年龄 18 ~ 49 周岁;(2)怀孕满 28 周及以上的孕晚期

孕妇。 (3)知情同意且自愿参加研究,并签署书面

知情同意书。排除标准:(1)既往被诊断为严重的

抑郁症等精神疾病者;(2)伴有严重躯体疾病或严

重妊娠并发症者;(3)意识不清或智力障碍不能理

解问卷内容者;(4)孕期使用抗焦虑药、神经阻滞

剂等。1. 2　调查内容

1. 2. 1　结构化问卷　通过文献分析和专家咨询法

进行设计问卷[5],调查内容为一般人口学资料,包含年龄、户口所在地、教育程度和家庭月收入等;对新发传染病的心理负担方面,包含亲朋好友是否感

染了新病毒、亲朋好友是否在疫情期间去世,以及

孕妇对自己、家人和宝宝感染新病毒的担忧程度等。1. 2. 2　知觉压力量表(Perceived Stress Scale,PSS)　由学者 Cohen 所设计[6],从心理感受和表现程度

两个维度去评价孕产妇感知的压力水平。该量表

共 10 个条目,各取值 1 ~ 5 分。得分越高心理压力

越大,研究按四分位数法将 PSS 得分划为轻中

重度[7]。1. 2. 3 　心理韧性量表　采用 Chen 和 Yan 等[8] 报

告的标准量表从心理上的意志力、抗压能力、自信

和乐观能力以及生理方面的承受能力五个维度去

评价心理韧性。共 15 个条目,各取值 1 ~ 5 分,得分

越高说明心理承受能力越大。1. 3　统计分析方法　采用 Epidata 3. 1 对问卷与量

表数据进行双录入与核对并对整体数据库进行逻

辑检查。连续性变量采用均数 ± 标准差来描述,分类变量以构成比来表示;采用 F 检验进行压力相关

因素分析,并以 P < 0. 05 的变量纳入多元线性回归

模型,以逐步回归法进行多因素分析。统计分析软

件为 SPSS 22. 0。1. 4　伦理学考虑　研究方案经过武汉大学医学部

伦理审查委员会审查通过。研究人员对研究纳入

对象详细讲解此次研究的目的、过程和用途,告知

此次问卷调查为匿名调查,不涉及受试者的隐私并

交由孕妇独立填写。

2　研究结果

2. 1　孕产妇的一般情况　研究共发放 300 份问卷,其中 293 例有效问卷纳入分析,问卷有效回收率为

97. 66% 。纳入的 293 例孕产妇年龄范围在 19 ~ 49岁之间,平均年龄为(30. 11 ± 5. 85)岁,其中 78 例

就诊于武汉市,215 例就诊于黄冈市,大多数孕产妇

(67% )具有高中及以上的教育程度,约三分之一的

孕产妇(33% )家庭总月收入低于 1 万元(表 1)。2. 2　孕产妇压力状况　总体而言,研究期间孕妇的

知觉压力量表平均得分为(17. 75 ± 6. 07),其中无 /轻度、中度、重度分别占 22. 8% 、63. 1% 和 14. 1% 。在人口学特征方面,户口所在地是省外的孕产妇比

本地的孕产妇压力大;心理韧性越差和家庭收入越

低的孕产妇感知的压力越大;孕妇对自己、宝宝或

家人感染新病毒的担忧是其产生压力情绪的重要

因素(表 1)。2. 3　孕产妇压力的多因素分析　将表 1 中 P 值 <0. 05 的变量纳入到多元线性回归模型当中,同时把

孕妇对自己、宝宝和家人感染新病毒的担忧转换成

定量数据纳入到多因素模型当中,并采用逐步回归

法进行分析。最终 4 个变量被选入回归方程,回归

方程具有统计学意义(F = 33. 014,P < 0. 001)。结

果提示,孕产妇心理韧性越差、家庭收入越低以及

对自己和对宝宝感染新病毒的担忧程度越大则压

力感知可能越大(表 2)。


表 1　不同特征孕产妇压力状况

Table 1　 The stress status of maternal with different characteristics变量分类 n(% ) PSS 得分(x ± s) F / r 值 P 值

年龄组(岁)　 < 25 25(8. 53) 19. 72 ± 7. 45　 25 ~ 35 235(80. 20) 17. 49 ± 5. 97 1. 858 0. 082　 > 35 27(9. 22) 18. 70 ± 5. 31　 NA 6(2. 05) / / /户口所在地

　武汉 /黄冈 237(80. 89) 17. 34 ± 9. 41　省内 43(14. 68) 18. 75 ± 5. 67 4. 552 0. 006　省外 12(4. 09) 22. 38 ± 4. 85　 NA 1(0. 34) / / /教育程度

　初中及以下 87(29. 69) 18. 14 ± 6. 78　高中 56(19. 11) 17. 42 ± 5. 73 0. 267 0. 486　本科及以上 139(47. 44) 17. 76 ± 5. 77　 NA 11(3. 76) / / /家庭月收入(万元)　 ≤1 96(32. 77) 18. 94 ± 6. 41　 1 ~ 3 99(33. 79) 17. 47 ± 5. 98 6. 535 0. 011　 > 3 95(32. 42) 16. 89 ± 5. 73　 NA 3(1. 02) / / /亲朋好友是否感染新病毒

　是 6(2. 05) 17. 5 ± 5. 58　否 261(89. 08) 17. 55 ± 5. 92 0. 745 0. 389　不清楚 26(8. 87) 19. 84 ± 7. 59亲朋好友在疫情期间去世

　是 4(1. 37) 18 ± 4. 33　否 272(92. 83) 17. 59 ± 6. 05 0. 036 0. 865　不清楚 17(5. 80) 20. 32 ± 6. 74对自己感染新病毒的担忧

　不担心 103(35. 15) 15. 75 ± 6. 11　有点担心 128(43. 69) 18. 55 ± 5. 63

9. 739 < 0. 01　比较担心 31(10. 58) 19. 71 ± 6. 5　非常担心 31(10. 58) 20 ± 5. 75对家人感染新病毒的担忧

　不担心 180(61. 44) 16. 72 ± 5. 47　有点担心 103(35. 15) 19. 23 ± 6. 64

5. 167 0. 001　比较担心 8(2. 73) 21. 75 ± 6. 84　非常担心 2(0. 68) 20 ± 4. 24对宝宝感染新病毒的担忧

　不担心 115(39. 25) 16. 26 ± 6. 37　有点担心 125(42. 66) 18. 6 ± 5. 58

4. 079 0. 003　比较担心 25(8. 53) 19. 08 ± 6. 03　非常担心 28(9. 56) 19. 04 ± 6. 03心理韧性得分 293(100. 00) 17. 75 ± 6. 07 - 0. 318∗ 0. 001

　　注:∗心理韧性为计量资料,该统计值为相关系数 r,并采用均值 ± 标准差来描述心理韧性得分情况,NA 为缺失值。

表 2　孕产妇压力的多元线性回归分析

Table 2　 Multiple linear regression analysis of maternal stress变量 β 值 95% CI Estimate Sx t 值 P 值

孕产妇心理韧性 - 0. 206 - 0. 288 ~ - 0. 124 - 0. 200 0. 042 - 4. 950 < 0. 001对宝宝感染新病毒的担忧 1. 775 0. 640 ~ 2. 910 2. 605 0. 577 3. 077 0. 002对自己感染新病毒的担忧 1. 695 0. 625 ~ 2. 766 1. 668 0. 363 2. 402 0. 017家庭收入 - 0. 370 - 0. 729 ~ - 0. 012 - 0. 346 0. 205 - 1. 688 0. 043

3　讨　论

研究通过知觉压力量表来评估某新发传染病

流行期间武汉市与黄冈市孕产妇的压力水平,发现

77. 2%的孕产妇在新发传染病流行期间承受了中重

度的压力水平,此结果显著高于疫情发生前对孕妇


压力水平开展调查的结果(17. 6% ) [9]。并且,知觉

压力平均得分 (17. 75 ± 6. 07) 也高于疫情前 WuYao[10](10. 99 ± 5. 28)和李节[11] 等(13. 23 ± 6. 05)的报道。在国外的研究中,Miguel 等[12] 对哥伦比亚

7 个城市的孕产妇压力水平的评估显著高于疫情流

行之前,该研究表示 50. 4% 的孕产妇存在较大压

力,49. 1%的孕产妇报告失眠症状,25%的孕产妇报

告出现抑郁症状。 Ilenia 等[13]对意大利孕妇压力水

平的研究也显示新病毒流行使重度压力和抑郁的

孕妇人数增加了一倍[14]。以上研究均提示疫情期

间孕产妇的压力水平显著上升。对孕产妇压力的相关因素进行多元线性回归

分析发现,孕妇对自己和宝宝感染新病毒的担忧是

影响其压力感知增大的重要因素。这些担忧会直

接增加孕产妇的心理负担,并由于担心入院感染、害怕隔离或与家人分离而开始讳疾忌医[15]。同时,多元线性回归分析结果还表明,心理韧性强和家庭

收入高是孕产妇压力情绪的保护因素[8]。当心理

韧性评分每增加 1 分,孕妇的知觉压力得分会降低

0. 206 分,也与 Ma Xuemei[16]的研究结果一致,该研

究认为心理韧性能使个体从消极经历中恢复过来,帮助孕妇灵活地适应疫情环境的变化。当家庭收

入每下降 1 万元时,孕妇的知觉压力得分也会增加

0. 370 分,原因可能与由于孕妇为生育和抚养孩子

的经济负担所困扰有关[17]。目前仍需加强孕产妇对新发传染病的防护意

识。但同时,也要从认知、情感和行为等多个维度

去帮助孕产妇构建心理韧性结构,通过调整认知帮

助孕妇学会在困境中寻找积极意义,建立适应环境

的信心和勇气[16]。也应积极帮助经济窘迫的孕妇

寻求公益和政府部门的援助。还可利用线上和线

下的课程对孕产妇普及产前和产后的健康教育,提供适宜的心理辅导和危机干预服务,并通过互联网

方式进行随访,开展信息化高效监测[1]。综上所述,研究突出了某新发传染病流行期间

孕产妇压力水平升高的特征,并揭示心理韧性和家

庭收入越低,以及孕产妇对自己和宝宝感染新病毒

的担忧越大,其压力水平可能越高。上述因素应得

到医疗人员和相关机构的重视,并在今后类似的公

共卫生事件中作为关注方向,来制定孕产妇压力情

绪的预防和缓解策略。研究也存在一定的局限性,研究为横断面调查且样本仅来自于武汉市和黄冈

市的部分医院,调查对象为孕晚期孕妇,将研究结

果外推时可能受到一定的限制,需要开展进一步的

研究予以确定。利益冲突　所有作者均声明不存在利益冲突

参考文献

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设与培育[J] . 医学与哲学,2020,41(19):48-53.[ 2 ] 　宋斐翡,王鑫,剧志英,等. 新型冠状病毒肺炎流行期间公众

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第一作者简介:陈瑶,硕士在读,主要研究方向:慢性流行病学

通信作者:刘晴,副教授,Email: liuqing@ whu. edu. cn

·论　著·

新发传染病疫情期间大学生新发传染病知信行现状及其影响因素

陈瑶,杜雪莹,张苗,刘晴

武汉大学健康学院流行病学与卫生统计学系,武汉　 430071

摘要:目的　了解大学生对新发传染病的知信行现状,探索其影响因素,为大学生群体新发传染病的防控提供参考

依据。方法　疫情期间采用自行编制的大学生新发传染病知信行调查问卷,对全国范围内的大学生进行网络问卷

调查。结果　不同性别、专业、省内省外大学生知识得分有差异(F 值分别为 - 8. 26,15. 30,P 值均 < 0. 01);不同性

别大学生戴口罩和洗手的依从率差异有统计学意义(P < 0. 01),湖北省外认知水平得分高于湖北省内(P < 0. 01);身边有无疑似病例的大学生戴口罩依从率差异有统计学意义(P < 0. 05);湖北省内和省外居家隔离依从率差异有统

计学意义(P < 0. 01);不同专业大学生信念得分差异有统计学意义(P < 0. 01);新发传染病知识来源为微博、微信、QQ、各大论坛(95. 12% ),电视、广播、报纸(89. 49% )、新闻网站(86. 37% )、家人或朋友(64. 54% )、社区村委宣传

(58. 47% );大学生知识和信念与行为呈正相关(β 值分别为 0. 079,0. 076,P 值均 < 0. 05)。结论　针对不同特征的

大学生应制定不同的宣传方案,加大新发传染病知识宣传力度和提升信念是改善其防控行为的关键。关键词:新发传染病;大学生;知信行


Knowledge attitude and practice of new infectious diseases amongcollege students and its influencing factors

CHEN Yao,DU Xueying,ZHANG Miao,LIU QingSchool of Health Sciences,Wuhan University,Wuhan　 430071,ChinaCorrespongding author: LIU Qing,Email: liuqing@ whu. edu. cn

Abstract:　 Objective 　 To understand the current situation of college students′ knowledge,attitude and practice of newinfectious diseases,to explore the influencing factors,and to provide references for the prevention and control of new infectiousdiseases among college students. 　 Methods 　 During the epidemic period,questionnaire on college students′ knowledge,attitude and practice of new infectious diseases was used to conduct an online survey of college students nationwide. 　Results　 There were significant differences in the scores of knowledge among the students of different gender,major andprovince (F values were - 8. 26,15. 30,P < 0. 01);The compliance rates of wearing masks and washing hands among thestudents of different gender were different (P < 0. 01);The score of cognition level outside Hubei Province was higher thanthat in Hubei Province(P < 0. 01);The compliance rates of wearing masks among the students with or without suspectedcases were different (P < 0. 05);There was a significant difference in the compliance rate of home quarantine between HubeiProvince and other provinces (P < 0. 01);There was a significant difference in the belief scores of college students ofdifferent majors (P < 0. 01);The sources of Covid - 19 knowledge included microblog,Wechat,QQ,and major forums,accounting for 95. 12% ,TV,radio,and newspaper,accounting for 89. 49% ,news website,accounting for 86. 37% ,family orfriends,accounting for 64. 54% ,and community Village Committee propaganda,accounting for 58. 47% . College Students′knowledge and belief were positively correlated with behaviors (β = 0. 079,0. 076,P < 0. 05). 　 Conclusion　 In view of thedifferent characteristics of college students,different publicity plans should be formulated. The key to improve their preventionand control behavior is to strengthen the publicity of new infectious diseases knowledge and enhance their belief.Keywords:New infectious diseases;College students;Cognition


　　 2020 年 1 月 20 日,国家卫生健康委员会将新

发传染病病毒感染的肺炎纳入乙类传染病,采取甲

类传染病的预防、控制措施。 2020 年 1 月 31 日,世界卫生组织正式将此次疫情确认为国际关注的突

发公共卫生事件[1-2] 。新发传染病病毒传播力较强,在潜伏期就具有传播能力,临床症状不典型,存在

无症状感染者,更容易造成聚集性疫情[3]。而大学

作为人群高度密集的场所之一,其生源的广泛性、人员的流动性决定了大学是重要防控之地[4]。研

究旨在探讨大学生对新发传染病病毒肺炎的认知、态度和行为现状及其影响因素,以及新发传染病病

毒知识来源情况,为学生复学后防控知识宣传措施

的改进和改善大学生防控行为提供参考。

1　对象与方法

1. 1　对象　采用方便抽样的方法,于 2020 年 2 月

4 日至 2020 年 2 月 7 日通过新媒体工具(微信或

QQ)对全国高校在读大学生进行网络问卷调查。采

用自愿填写的原则,通过统一指导语告知参与者此

次调查的目的及意义以保证被试者的知情权,所有

问卷均为匿名提交。纳入标准:(1)年龄 > 18 岁;(2)正就读于全国各高等院校;(3)问卷填写完整且

填写时长≥100s。1. 2　方法　采用自行编制的调查问卷,问卷包括:(1)一般情况调查问卷,包括性别、是否处于湖北

省内、年级、专业、身边有无确诊病例、身边是否有

疑似病例、新发传染病相关知识获取途径等;(2)新发传染病认知问卷,包括传播途径、易感人群、常见症状、预防措施、正确洗手、正确佩戴口罩 6个方面共 6 个条目,前 4 个条目为多选题,选对 1项计 1 分,后两个条目选中“完全了解”项计 1 分,总分为 33 分;(3)新发传染病防控态度问卷,包括

戴口罩、勤洗手和居家隔离 3 个方面共 3 个条目,从“完全有效”、“基本无效”、“不好说”、“可能有

效”到“非常有效”5 个等级,分别用“0、1、2、3、4”进行计分,总分为 12 分;(4)新发传染病防控行为

依从问卷,包括戴口罩、不外出、洗手、消毒 4 个方

面共 4 个条目,从“从不”、 “偶尔”、“经常”到“总是”四个等级,将“总是”作为有效防控行为,并计

1 分,总分为 4 分。1. 3　质量控制　在问卷前言说明此次调查的目的

及调研单位,完整填写问卷每个条目后才能提交。同一 IP 地址限制作答 1 次,问卷中不涉及姓名等隐

私信息,避免敏感性语言。问卷提交后,由研究者

对明显填写错误的问卷进行删除,确保数据的真实

性。并对资料进行复查、复核。录入数据时由 2 名

数据录入人员前后两次录入,检查两次录入数据是

否一致,并由数据核查人员对原始数据进行逻辑纠

错,确保数据的可靠性。1. 4　统计学处理　用 Epiata 3. 1 软件建立数据库。使用 SPSS 25. 0 软件进行统计描述及统计推断。采

用了统计描述,方差分析,卡方检验和多元线性回

归分析等方法对数据给予统计处理。

2　结　果

2. 1　一般情况　研究回收问卷1 599份,有效问卷

为1 599 份, 有效率为 100% , 其中, 男性 697 人

(43. 59% ),女性 902 人(256. 41% );湖北省内 290人(18. 14% ),湖北省外1 309人(81. 86% );本科生

1 523人(95. 25% ),研究生 71 人(4. 44% ),博士生

5 人(0. 31% );医学专业类 766 人(47. 90% ),非医

学专业类 833 人(52. 10% );身边无确诊病例1 537人(96. 11% ),有确诊病例 59 人(3. 69% );身边无

疑似病例1 514 人 (94. 68% ),有疑似病例 85 人

(5. 32% )。分析大学生新发传染病病毒知识获取

来源得出:新发传染病病毒知识获取途径依次为微

博、微信、QQ、各大论坛等社交媒体(95. 12% ,1 521人),电视、广播、报纸(89. 49% ,1 431人)、新闻网

站(86. 37% ,1 381人)、家人或朋友(64. 54% ,1 032人)、社区村委宣传(58. 47% ,935 人)。2. 2　大学生新发传染病病毒认知与一般影响因素

的关系　调查对象对新发传染病传播方式的知晓

率为 80. 43% ,易感人群知晓率为 3. 25% ,症状知晓

率为 67. 23% ,防护措施知晓率为 75. 73% ,正确洗

手知晓率为 34. 52% , 正确戴口罩知晓率为

42. 53% ,认知总平均得分为 19. 08,其中,女性认知

水平得分高于男性(P < 0. 01);湖北省外认知水平

得分高于湖北省内(P < 0. 01);医学专业类学生认

知得分高于其他专业学生(P < 0. 01)(表 1)。表 1　大学生新发传染病病毒认知情况

Table 1　 College Students′ cognition of new infectious diseases变量人数 x ± s F / t 值 P 值

性别

　男 697 18. 42 ± 3. 08- 8. 26 0. 000

　女 902 19. 59 ± 2. 63

是否处于湖北省内

　是 290 18. 64 ± 3. 03- 2. 91 0. 004

　否 1 309 19. 18 ± 2. 86

专业

　医学类专业 766 20. 16 ± 2. 5115. 30 0. 000

　非医学类专业 833 18. 09 ± 2. 87

2. 3　大学生新发传染病防控态度与一般影响因素

的关系　大学生对新发传染病防控态度总平均得


分为 10. 47 分,1 599名大学生中 692 人(43. 27% )认为防护行为均非常有效,808 人(50. 53% )认为戴

口罩非常有效,789 人(49. 34% )认为勤洗手非常有

效,1 224人(76. 55% )认为居家隔离非常有效。其

中,医学专业类学生防控态度得分高于其他专业学

生(P < 0. 01)(表 2)。2. 4　大学生有效防控行为与一般影响因素的关系

　 1 599名大学生中1 268人(79. 30% )经常戴口罩,766 人(47. 90% )严格居家隔离,1 035人(64. 73% )经常洗手,558 人(34. 90% )经常消毒。其中,不同

性别的大学生戴口罩和洗手的依从率差异有统计

学意义(P < 0. 01),女生依从人数比例高于男生;湖北省内和省外居家隔离依从率差异有统计学意义

(P < 0. 01),省内依从人数比例高于省外;不同专业

大学生洗手行为差异有统计学意义(P < 0. 01),医学专业类学生依从率高于非医学专业类;身边有无

疑似病例的戴口罩依从率差异有统计学意义(P <0. 05),身边无疑似病例的依从人数比例高于有疑

似病例的(表 3)。表 2　大学生新发传染病病毒信念情况

Table 2　 College Students′ belief in new infectious diseases′sprevention and control behavior

变量人数 x �s F / t 值 P 值

专业

　医学类专业 766 10. 62 ± 1. 799. 46 0. 002

　非医学类专业 833 10. 34 ± 1. 86

表 3　大学生新发传染病病毒防控行为情况　 [n(% )]Table 3　 Prevention and control of new infectious diseases by College Students　 [n(% )]

变量戴口罩居家隔离洗手消毒

依从人数 χ2 值依从人数 χ2 值依从人数 χ2 值依从人数 χ2 值

性别 20. 889∗∗ 0. 045 16. 217∗∗ 0. 056　男 516(74. 03) 336(48. 21) 413(59. 25) 241(34. 58)　女 752(83. 37) 430(47. 70) 622(68. 96) 317(35. 14)是否处于湖北省内 0. 106 8. 988∗∗ 5. 152　是 232(80. 00) 162(55. 86) 171(58. 97) 103(35. 52)　否 1 036(79. 14) 604(46. 14) 864(66. 00) 455(34. 76)年级 1. 23 2. 546 0. 049 1. 425　本科 1 204(79. 05) 735(48. 26) 986(64. 74) 531(34. 87)　研究生 60(84. 51) 30(42. 25) 46(64. 79) 24(33. 80)　博士 4(80. 00) 1(20. 00) 3(60. 00) 3(60. 00)专业 3. 699 3. 271 8. 111∗∗ 0. 652　医学类 623(81. 33) 385(50. 26) 523(68. 28) 275(35. 90)　非医学类 645(77. 43) 381(45. 73) 512(61. 46) 283(34. 97)身边有无确诊 2. 728 1. 888 1. 935 0. 513　无 1 224(79. 63) 731(47. 56) 1 000(65. 06) 539(35. 07)　有 44(74. 58) 35(59. 32) 35(56. 32) 19(32. 20)身边是否有疑似病例 5. 347∗ 1. 964 0. 222 0. 024　无 1 209(79. 85) 719(47. 49) 982(64. 86) 529(34. 94)　有 59(69. 41) 47(55. 29) 53(62. 35) 29(34. 11)

　　注:∗P < 0. 05,∗∗P < 0. 01;该百分数仅指该行变量人群范围中依从人数占比。

2. 5　大学生新发传染病认知、信念对行为的影响　多因素回归分析结果显示:知识与信念均与防控行

为呈正相关, β 值分别为 0. 079, 0. 076, P 值

均 < 0. 01。

3　讨　论

大学生对新发传染病病毒相关知识的知晓率

总体上较高,利用新媒体微博等社交媒体获取新发

传染病知识的大学生最多,与 Abhishek Singh[5]等人

研究结果一致,能熟练掌握新媒体工具可能是其认

知得分较高的原因,但部分大学生对信息的选择和

判断能力仍显薄弱[6],Lee Jung Jae[7]等人指出错误

信息有可能破坏全球在新发传染病疾病控制方面

的努力,提示大学生在接受信息时应对其内容予以

区分和鉴别,不被错误信息误导[8]。大学生中认为

防控行为非常有效的占比 43. 27% ,说明大学生对

新发传染病防控行为态度不佳,提示后期防控宣传

工作应落实到提升信念领域。在后期教学工作中,应加强非医学专业学生医学基础知识的渗透,增强

其遵从防控行为势必能战胜疫情的信心。大学生

消毒行为洗手依从率较低,除去自身因素外,这可

能分别与疫情期间消毒物资缺乏和暴发期间正是

冬春季节,气温较低,有些人会抗拒洗手行为有关。在大学生新发传染病病毒知信行的影响因素

方面,女性知识得分和戴口罩、洗手方面的依从性

高于男性,这与 Ali Saqib[9]等人研究结果一致,女性

一般较男性谨慎细心,会更关注疫情信息,并且有

更强的自我保护意识,杨媛媛等[10] 人研究发现,女


生对新发传染病疫情的恐惧高于男生,也使得她们

更注重个人防护。湖北省外知识得分高于省内,但居家隔离依从率低于省内,自 2020 年 1 月 23 日武

汉实行“封城”后,省内其他市也随后相继“封城”,所以居家隔离依从率自然比省外高,而这种由卫生

部门统一指导的防控措施,也会让省内大学生忽略

新发传染病知识的学习,且疫情期间省内形势严

峻,大学生有不同程度的焦虑和抑郁[11],可能会将

注意力转移至新发传染病知识以外的信息;医学专

业大学生知识得分、防控态度得分和洗手依从率均

高于其他专业,这与黄韵芝等[12] 关于大学生新发传

染病病毒知识、防护技能与压力应激反应调查结果

一致,医学专业学生具有一定的医学背景相关知识

敏感性更强,能认识到被感染的风险[13],对防控行

为的实施也更加注重。身边无疑似病例比有疑似病例的大学生在戴

口罩方面的依从率高,可能是因为身边无疑似病例

的大学生和其周围人群都具有较强的防范意识,所以其身边疑似病例的发生率较低。

多重线性回归结果表明,大学生对新发传染病

认知、防护态度、防护行为三者间均具有相关关系,并存在弱正相关性。即大学生对新发传染病疫情

防控认知程度越高、防护态度越积极,其采取有效

护行为可能性越大,常规的利用正确的认知和信念

对于行为改变是非常重要的[14],大学生应客观理性

地对待新发传染病病毒和疫情。此次调查为横断面调查研究,可以直观的反映

调查者当时对于新发传染病病毒肺炎疫情的知信

行状态,但无法提供更加具有信服力的证据证明结

果中差异有统计学意义的影响因素与得分之间的

因果关系,仅能提供因果线索,结果的推广具有限

制性。调查对象均为大学生,配合度较高,且问卷

发布平台多由微信朋友圈等平台发布,由调查对象

主动填写,经逻辑核查,问卷有效率达 100% ,所以

本研究在问卷质量控制上处于较好水平。总之,大学生对新发传染病病毒的认知情况总

体上比较好,其防控态度和行为落实有待加强。目

前疫情逐渐得到控制,但随着境外疫情的发展及国

内局部地区聚集疫情的发生[15],对于防控工作仍不

能疏忽,大学生应在特殊时期担负起维护社会稳定

的责任,积极参与防控,发挥榜样力量。同时,政府

也应针对不同特征大学生制定不同宣传方案,并做

好复学后大学生防护意识的巩固,为未来可能出现

的突发公共卫生事件准备更充足完备的预案响应。利益冲突　所有作者均声明不存在利益冲突

参考文献

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[15] 　罗银波,吴杨,刘漫,等. 常态化新冠肺炎防控策略与机制的

思考[J] . 公共卫生与预防医学,2020,31(6):1-5.(收稿日期:2021-03-08)



基金项目:2020 年武汉市新冠应急科研项目“医联体 +医共体”联合体系应对新发重大传染病的协同度模型构建及协同能力

研究(EG20C01)第一作者简介:熊峰,公共卫生硕士,主要研究方向:社会流行病学

通信作者:周静,医学博士,医院管理学硕士,Email:303750097@ qq. com

·论　著·

常态化疫情防控下医务人员职业倦怠与社会支持相关性分析

熊峰1,林涌波1,周静1,2,朱长才3

1. 武汉市东西湖区人民医院,武汉　 430040;2. 华中科技大学同济医学院附属协和医院;3. 武汉科技大学医学院

摘要:目的　探讨常态化疫情防控下医共体医务工作人员的职业倦怠和社会支持现况及其相关性,为采取有针对性

的干预措施提供科学依据。方法　采用职业倦怠量表和社会支持量表对武汉市东西湖区医务工作人员的职业倦怠

和社会支持进行调查分析。结果　 294 名医务人员中,有 163 例(55. 44% )存在职业倦怠,其中,轻中度、重度职业倦

怠分别占比 46. 26% 、9. 18% 。偏相关分析结果显示,研究对象职业倦怠总分及各维度与研究对象社会支持总分、主观支持、支持利用度等维度呈负相关关系(P < 0. 05)。结论　常态化疫情防控下医务人员较大的职业倦怠;医务人

员的社会支持可能影响其职业倦怠。关键词:医共体;疫情防控;职业倦怠;社会支持


Correlation analysis of occupational burnout and social support formedical staff in the community in the context of normalized

epidemic prevention and controlXIONG Feng1,lIN Yongbo1,ZHOU Jing1,2,ZHU Changcai3

1. People′s Hospital of Dongxihu District,Wuhan　 430040,China;2. Union Hospital affiliated to Tongji Medical College of Huazhong University of Science and Technology,

Wuhan　 430040,China;3. Medical College of Wuhan University of Science and Technology,Wuhan　 430081,China

Corresponding author: ZHOU Jing,Email: 303750097@ qq. com

Abstract:　 Objective　 To explore the current status and relevance of job burnout and social support among medical staff inthe community of Hospitals under the control of Epidemic prevention and control and to provide scientific basis for targetedintervention measures. 　 Methods　 The job burnout scale and social support scale were used to investigate and analyze thejob burnout and social support of medical staff in Dongxihu District,Wuhan. 　 Results　 Among 294 medical staff,163 cases(55. 44% ) had occupational burnout,among which,mild to moderate and severe occupational burnout accounted for 46. 26%and 9. 18% respectively. The results of partial correlation analysis showed that the total score and various dimensions of thesubject′s job burnout were negatively correlated with the total score of the subject′s social support,subjective support,andsupport utilization ( P < 0. 05). 　 Conclusion　 In the context of normalized epidemic prevention and control of Epidemicprevention and control,medical staff suffered from severe job burnout;the social support of medical staff may affect their jobburnout.Keywords:Medical Community;Epidemic prevention and control;Job Burnout;Social Support

　　 2019 年 12 月,湖北省武汉市出现首例确诊某突发传染病,直至 2020 年 5 月 2 日零时,湖北省突发公共卫生应急响应级别由一级调整为二级[1]。

经过 141 个日夜的艰苦鏖战,68 139例某突发传染病确诊[2],而后进入常态化疫情防控时期。常态化疫情防控是指要,施行科学精准的防控策略,从而


满足人民群众对于恢复生产和生活秩序的迫切需求。医务工作人员每日面对持续高压、高负荷、高危的工作环境,生理、心理和社会现状,是值得社会各界人士共同关注的话题。通过研究武汉市区域医共体医务工作人员职业倦怠和社会支持现况及其相关性,为改善常态化疫情防控下医务人员的生理、心理和社会现状,保证优质医疗资源的可持续供应提供参考依据。

1　对象与方法

1. 1　对象　采取多阶段随机抽样方法,抽取武汉市东西湖区各级医疗机构医务工作人员 294 名为研究对象。纳入标准:(1)工龄≥1. 0 年;(2)无明显精神、器质性疾病者;(3)新冠肺炎疫情期间在岗时间≥2. 0 月。1. 2　一般情况　调查医务工作人员共 294 名,年龄为(33. 40 ± 8. 51)岁,其中男性、女性分别为 82 名、212 名, 分别占 27. 90% 、 72. 10% , 已婚 207 人(70. 41% )。

表 1　研究对象的一般情况(n = 294)Table 1　 General conditions of the study population

项目人数构成比(% )年龄组(岁)　 22 ~ 30 146 49. 66　 31 ~ 40 93 31. 63　 41 ~ 57 55 18. 71性别　男 82 27. 89　女 212 72. 11婚姻状况　未婚或离异、丧偶 87 29. 59　已婚 207 70. 41学历　专科及以下 79 26. 87　本科 169 57. 48　研究生及以上 46 15. 65所在科室　内科 89 30. 27　外科 87 29. 59　医技科室 56 19. 05　行政管理科室 46 15. 65　后勤科室 16 5. 44职称　未定级 35 11. 90　初级 164 55. 78　中级 80 27. 21　副高及以上 15 5. 10

1. 3　方法

1. 3. 1　调查时间　问卷收集时间段为 2020 年 5 月30 日至 2020 年 6 月 30 日。1. 3. 2　研究对象的一般情况　采用《一般情况调

查表》调查研究对象的性别、年龄、婚姻状况、学历、所在科室等一般情况。1. 3. 3　职业倦怠测评　采用《职业倦怠量表》 [3] 调查研究对象的职业倦怠现况。该量表包括情感耗竭、去人格化和低成就感 3 个维度,共 15 题,采用 7级评分:0 代表“从不”,6 代表“非常频繁”。以 3 个维度对应条目的加和平均值记为各维度的得分。按照公式〔0. 4 × 情感耗竭维度得分 + 0. 3 × 人格化维度的得分 + 0. 3 × 低成就感得分〕计算结果为职业倦怠得分,其中得分 < 1. 5 定为职业倦怠阴性;1. 5 ~ 3. 5 定为轻中度职业倦怠;≥ 3. 5 定为重度职业倦怠。得分越高,代表职业倦怠越强。本研究中量表 3 个维度的 Cronbach’s α 系数分别为 0. 95、0. 93 和 0. 92,总量表 Cronbach’s α 系数为 0. 90。1. 3. 4 　社会支持测评　采用《社会支持评定量表》 [4]调查研究对象的社会支持情况。该量表包括客观支持、主观支持和对支持的利用度 3 个维度共10 题。总分越高,代表得到的社会支持越多。本研究中量表 3 个维度 Cronbach’s α 系数分别为 0. 85、0. 81 和 0. 79,总量表 Cronbach’s α 系数为 0. 78。1. 3　统计学分析　采用 Epidata 3. 1 建立数据库,采用 SPSS 20. 0 统计软件对数据进行描述性分析、t检验、和偏相关性分析。

2　结　果

2. 1　医务工作人员的职业倦怠现况　研究对象职业倦怠量表得分为 1. 78 ± 1. 05,情感耗竭、去人格化和低成就感 3 个维度得分分别为 2. 35 ± 1,42、1. 34 ± 1. 21、1. 47 ± 1. 43,其中感到无职业倦怠、轻中度职业倦怠、重度职业倦怠人数分别为 131、136、27,分别占比 44. 56% 、46. 26% 、9. 18% 。2. 2　医务人员的社会支持现况　研究对象社会支持总分、主观支持、客观支持、支持利用度得分分别为 26. 99 ± 4. 38,10. 88 ± 2. 20,8. 34 ± 2. 49,7. 78 ±1. 83(表 2)。2. 3　医务人员职业倦怠与社会支持的相关性分析

　将职业倦怠各维度与社会支持各维度的进行偏相关分析结果显示,在去除年龄、性别、婚姻状况、学历、所在科室、职称等因素影响后,研究对象职业倦怠总分、情感耗竭、去人格化和低成就感等维度其社会支持总分、主观支持、支持利用度等维度呈负相关关系(P < 0. 05)(表 3)。

表 2　研究对象社会支持现况(x ± s)Table 2　 Current status of social support of study population(x ± s)

组别例数社会支持总分主观支持客观支持支持利用度

研究对象 294 26. 99 ± 4. 38 10. 88 ± 2. 20 8. 34 ± 2. 49 7. 78 ± 1. 83其他研究 1 001 39. 62 ± 8. 25 23. 38 ± 4. 94 7. 50 ± 1. 80 8. 73 ± 1. 80t 值 5. 793 97. 284 8. 925 49. 460P 值 0. 000 0. 000 0. 000 0. 000


表 3　研究对象职业倦怠各维度与社会支持各维度的偏相关分析(n = 294)Table 3　 The partial correlation analysis of various dimensions of job burnout and social support of study population((n = 294)

项目职业倦怠总分情感耗竭去人格化低成就感

r 值 P 值 r 值 P 值 r 值 P 值 r 值 P 值

主观支持 - 0. 443 0. 000 - 0. 281 0. 000 - 0. 415 0. 000 - 0. 325 0. 000

客观支持 0. 105 0. 076 0. 035 0. 559 0. 053 0. 374 0. 127 0. 032

支持利用度 - 0. 289 0. 000 - 0. 285 0. 000 - 0. 208 0. 000 - 0. 164 0. 000

社会支持总分 - 0. 290 0. 000 - 0. 247 0. 000 - 0. 270 0. 000 - 0. 163 0. 000

3　讨　论

职业倦怠会严重影响医务人员工作中的医疗质量,会导致医务人员在诊疗中出错,甚至导致医疗事故的发生,不仅影响医务人员的生理、心理健康,对患者的就医质量也造成严重影响[6]。医务人员职业倦怠得分为 1. 78 ± 1. 05,其中轻中度职业倦怠、重度职业倦怠医务人员占比 46. 26% 、9. 18% ,与江舜杰等人[9] 研究结果一致。当前常态化疫情防控下的额外的工作压力和风险都可能让医护人员的身心过度消耗,精疲力竭,使得医护人员产生职业倦怠。

医务人员社会支持总分、主观支持、支持利用度得分分别为 26. 99 ± 4. 38,10. 88 ± 2. 20, 7. 78 ±1. 83,低于学者赵浴光[5] 研究的新冠疫情爆发前医务人员的社会支持水平。常态化疫情防控状态下,医务人员仍然是普通民众眼中的高风险人群,群众克制与医务人员接触,使得医务人员主观支持明显不足。医务人员自身也考虑到其长时间处于高暴露风险的环境,也会担心被隐性感染或处于感染潜伏期,有意或者潜意识减少与外界接触,使其社会支持利用度不足。同时,全国各地驰援武汉,对于武汉地区各类人力、物力、财力的支援,使得医务人员可客观感受到社会各界对于新冠疫情防控的支持,从而高于学者赵浴光等研究中客观支持得分。

医务人员的职业倦怠总分及各维度与其社会支持总分、主观支持、支持利用度成反比,即社会支持越高,医务人员职业倦怠越小。与国内外研究结果[8-9]一致,社会支持能调节生活事件、人格、压力带给人们心理健康的影响。常态化疫情防控下,疫情的暴露风险和应对突发事件的压力,进一步增加了医务人员心理疾病的风险[10-11]。医务人员通过社会支持找到倾诉的窗口,转化为对社会支持的利用度,正反馈的缓解医务人员的工作压力[12-13],能有效减轻医务人员的职业倦怠。

常态化疫情防控下,建议建立“家庭、医院、社会”三位一体的社会支持网络,家庭要认可医务工作者的职业,多给予医务人员心理支持和缓解压力的途径。医院管理人员要充分尊重医务人员的表

达,加强组织技能培养,提高其工作能力,减轻职业负担,加强人文关怀,鼓励医务人员完善自身社会支持网络。社会公众要充分肯定医务人员的贡献,多一份理解,缓解医患关系压力,减少医患矛盾,为常态化新冠疫情防控下的医共体医务人员创造良好的医疗工作环境。利益冲突　所有作者均声明不存在利益冲突

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(收稿日期:2021-03-24)(本文编辑:赵珣)


基金项目:江苏省卫生计生委科研课题(Y2018029),江苏省青年医学人才依托课题(QNRC2016230),苏州市医学重点学科

(Szxk201516),苏州市民生科技示范工程项目(SS201810)第一作者简介:邓景景,硕士,医师,主要从事儿童计划免疫工作

通信作者:栾琳,硕士,Email:Szluanlin@ 163. com

·论　著·

苏州市大学女生子宫颈癌防控认知调查邓景景,张钧,刘娜,张云艳,王文瑜,徐娟,汪洋,栾琳

江苏省苏州市疾病预防控制中心,江苏苏州　 215004

摘要:目的　了解苏州市大学女生对子宫颈癌及 HPV(人乳头瘤病毒)的认知情况、对 HPV 疫苗的付费方式的选择、接种 HPV 疫苗意愿的影响因素,以便为全市制定子宫颈癌防控策略提供参考依据。方法　通过所抽取学校的校医

将此次调查问卷的二维码发放给学生,被调查者通过手机扫描问卷二维码进行在线问卷填写。结果　 2 169 名女生

中,共有1 353人填写了认知调查,平均分为 6. 14 分,95% CI:6. 02 ~ 6. 26。学历为本科的女生中,疫苗价格太贵是无

接种意愿的主要原因,其次是担心疫苗安全性。学历为研究生的女生中,担心疫苗安全性是无接种意愿的主要原

因,其次是疫苗价格太贵。对有无性生活者接种 HPV 疫苗的情况进行卡方检验,结果得出性生活的有无对接种意愿

存在影响,有性生活者接种比例较无性生活者接种比例上升( χ2 = 11. 26,P = 0. 001)。研究数据的 logistic 回归分析

显示,影响大学女生接种 HPV 疫苗的因素有以下 3 个:认知得分、生活费用、学历。且以上因素统计学显著性均小于

0. 05。结论　加强学校健康教育和网络媒体宣传以进一步提高公众认知,推进宫颈癌防控工作的实施。将 HPV 疫

苗收费纳入医保范围亦或加快国产 HPV 疫苗的引入,降低疫苗的价格,保障疫苗安全和质量,提高 HPV 疫苗的受种

人数,进而综合提高宫颈癌防控的效果。关键词:大学女生;子宫颈癌;人乳头瘤病毒;认知;防控


Investigation on the cognition of prevention and control ofcervical cancer among female college students in Suzhou

DENG Jingjing,ZHANG Jun,LIU Na,ZHANG Yunyan,WANG Wenyu,XYU Juan,WANG Yang,LUAN LinSuzhou Municipal Center for Disease Control and Prevention,Suzhou,Jiangsu　 215004,China

Corresponding author: LUAN Lin,Email: Szluanlin@163. com

Abstract:　 Objective　 To understand the cognition of cervical cancer and HPV (Human papilloma virus) among femalecollege students in Suzhou,the choice of payment methods for HPV vaccine,and the influencing factors of willingness toreceive HPV vaccine,and to provide a reference for the development of prevention and control strategies for cervical cancer inSuzhou. 　 Methods　 The QR code for the questionnaire was distributed to the students through the school doctors of theselected schools,and the respondents then completed the online questionnaire by scanning the QR code with a mobile phone.　 Results　 Among 2 169 female students,1 353 completed the cognitive survey,with an average score of 6. 14 and a 95%CI of 6. 02 and 6. 26. Among female students with a bachelor′s degree,the high vaccine price was the main reason for theirunwillingness to vaccinate,followed by a concern about vaccine safety. Among post-graduate students,the main reason fortheir unwillingness to vaccinate was the safety of the vaccine,while the second reason was the high price. The results of chisquare test showed that sexual life had an impact on the vaccination decision,and that the vaccination proportion of studentshaving sexual life was higher than that of asexual students (χ2 = 11. 26,P = 0. 001). Logistic regression analysis showed thatthere were three factors influencing the HPV vaccination among female college students: cognitive score,cost of living,andeducation background ( all P < 0. 05). 　 Conclusion 　 School health education and network media publicity should bestrengthened to further improve public awareness and promote the implementation of cervical cancer prevention and control. Itis suggested to include HPV vaccine charges into medical insurance or to accelerate the introduction of domestic HPV


vaccine,reduce the price of the vaccine,ensure the safety and quality of the vaccine,and increase the number of HPV vaccinerecipients,so as to comprehensively improve the prevention and control effect of cervical cancer.Keywords:Cervical cancer;Human papillomavirus;Cognition;Prevention and control

　　在所有女性癌症的死亡原因中,宫颈癌是主要

死因之一[1-3]。在世界范围内,宫颈癌是妇女癌症

发生频率第四高的恶性肿瘤,大约 85%的宫颈癌死

亡发生在不发达国家或发展中国家,且低收入和中

等收入国家宫颈癌的死亡率是发达国家的 18倍[3-4]。研究显示,近年来我国宫颈癌的发病率和

死亡率不仅呈上升趋势,而且也有年轻化的趋

势[5-6]。预防子宫颈癌也是目前最具有成本效益的

癌症预防手段[7]。筛查是早期发现癌前病变和癌症的重要途

径[8]。而预防宫颈癌的首要措施也是最主要的措

施就是接种子宫颈癌疫苗[1],目前国际上把对宫颈

癌的防治作为反映一个地区乃至一个国家公共医

疗水平的指标[9]。随着人乳头瘤状病毒 ( humanpapillomavirus,HPV)被发现以及子宫颈癌疫苗疫苗

问世和广泛应用,人类已经有可能控制甚至最终消

灭宫颈癌[10]。而加强学校健康教育和网络媒体宣传以进一

步提高公众认知,能够有效推进宫颈癌防控工作的

实施[11]。就苏州市在校大学女生对宫颈癌及 HPV的认知情况、对 HPV 疫苗的价格、付费方式的选择

进行调查分析,以便为全市制定宫颈癌防控策略提

供参考依据。

1　对象与方法

1. 1　对象　采用分层抽样方法对苏州大学在校博

士女生、硕士女生、本科女生部分进行宣传调查,所涵盖科目包括文科、理科、工科、医科、农科。被调

查者通过手机扫描调查问卷二维码进行问卷填写。调查时间为 2019 年 11 月 27 日至 2019 年 12 月 30日,调查对象均具有认知行为能力,均自愿参与

调查。1. 2　方法　调查问卷具有良好的信度、效度。根据

120 份预调查结果,问卷的信度克朗巴赫系数 α =0. 76。调查首先通过所抽取学校的校医将此次调查

问卷的二维码发放给学生,被调查者通过手机扫描

问卷二维码进行在线问卷填写。 2019 年 12 月 30日,后台共收到调查问卷2 169份。1. 3　调查内容　调查为匿名调查,调查问卷的内容

包括:(1)基本信息,包括:性别、年龄、专业、学历、生活费用、是否有过性生活经历及首次性生活年

龄。 (2)HPV 及其疫苗相关知识认知情况;共 6 题,涵盖单选题和多选题,满分 13 分。 (3)接种意愿调

查。包括:是否愿意接种、接种疫苗种类选择、是否

同意使用医保账户结余付款等。1. 4　统计学处理　采用 SPSS 19. 0 进行数据统计

分析,计数资料用百分比表示同时分析采用卡方检

验,多因素分析采用 logistic 回归分析,检验水准

α =0. 05。

2　结　果

2. 1　一般资料　研究共收到调查问卷 2 169 份。年

龄分布主要集中在 20 ~26 岁(59. 01%),专业主要集

中在文科 ( 30. 71%), 学历主要集中在本科

(72. 66%),生活费用主要集中在 1 000 ~ 1 999 元

(60. 12%)。已经有性生活的 426 名女生中,首次性

生活年龄最大的 29 岁、年龄最小仅 15 岁(表 1)。表 1　调查对象一般人口和社会学分布表　 [n(% )]

Table 1　 General demographic and sociological distributionof respondents　 [n(% )]

类别分组计数%

年龄组(岁)　 16 ~ 17 11 0. 51　 18 ~ 19 748 34. 49　 20 ~ 26 1 280 59. 01　 > 26 130 5. 99专业

　文科 666 30. 70　理科 296 13. 65　工科 554 25. 54　医科 640 29. 51　农科 13 0. 60学历

　本科 1 576 72. 66　研究生 593 27. 34生活费用(元)　 < 1 000 114 5. 26　 1 000 ~ 1 999 1 304 60. 12　 2 000 ~ 2 999 557 25. 68　 3 000 ~ 3 999 96 4. 43　 4 000 ~ 4 999 30 1. 38　 ≥5 000 68 3. 13性生活经历

　是 426 19. 64　否 1 732 79. 85　不详 11 0. 51

2. 2　宫颈癌、HPV 及疫苗相关知识认知情况调查

结果　此项调查共 6 题,首题中选择知晓 HPV 选项


的女生才能够进行余下 5 道题目的解答。若选择不

知晓,则跳转到宫颈癌及 HPV 科普知识页面。调查

采用计分的形式,满分 13 分。 2 169 名女大学生中,1 353 名知晓 HPV(62. 38% )。平均分为 6. 14 分,95% CI:(6. 02 ~ 6. 26)。余下不知晓 HPV 的 816名不参与认知方面的调查;1 353 名女生中有 1 171名(86. 55% )正确知晓宫颈癌主要传播途径。对宫

颈癌患病可能影响因素中(病毒感染、性行为及分

娩次数、生物学因素、其他行为因素 ), 612 名

(45. 23% )正确回答了该项调查。 HPV 疫苗知识的

知晓途径(电视 /广播、报刊 /杂志、微信 /微博、卫生

热线咨询等) 为开放选题,选任何项都得满分。1 100名(81. 30% )人正确知晓主要由 HPV 感染引

起的女性癌症为宫颈癌。 1 019名(75. 31% )知晓初

次性生活前是接种 HPV 疫苗的最佳时间。 1 033 名

(76. 35% )知晓 HPV 疫苗不能清除已经感染的

HPV 病毒。2. 3　接种意愿调查　 2 169名大学女生中,已经接种

过 HPV 疫苗者 173 名。对于未接种 HPV 疫苗的

1 996名女生进行接种意愿调查,调查结果显示1 755名女生有接种意愿,241 名无接种意愿。在对本科女

生无接种意愿的众多原因调查中,最主要的原因是疫

苗价格太贵 (32. 50%),其次是担心疫苗安全性

(42. 74%)。在对研究生女生无接种意愿的众多原因

调查中,最主要的原因是担心疫苗安全性(37. 68%),

其次是疫苗价格太贵(23. 20%)。学历为本科的女生

中,疫苗价格太贵是无接种意愿的主要原因,其次是

担心疫苗安全性。学历为研究生的女生中,担心疫苗

安全性是无接种意愿的主要原因,其次是疫苗价格太

贵。在未接种 HPV 疫苗的1 996例大学女生中,99. 09%的女生同意使用历年医保账户结余接种

疫苗。2. 4　性生活与接种 HPV 疫苗　除去无效结果 38例,有 2 158 例女大学生对是否有过性生活以及首

次性生活年龄等做出了回答。有性生活的 426 例大

学女生中接种 HPV 疫苗的有 51 例,占比 11. 97% 。无性生活的1 732例女生中接种 HPV 疫苗的有 122例,占比 7. 04% 。对有无性生活者接种 HPV 疫苗

的情况进行卡方检验,结果得出性生活的有无对接

种意愿存在影响,有性生活者接种比例较无性生活

者接种比例上升( χ2 = 11. 26,P < 0. 05)(表 2)。2. 5 　影响大学女生接种 HPV 疫苗相关因素的

logistic 回归分析　研究数据的 logistic 回归分析显

示,影响大学女生是否接种 HPV 疫苗的影响因素有 3个:认知得分、生活费用、学历。 Wald 检验结果显示

P 均 < 0. 05。认知得分和生活费用的 OR 及 95% 区

间估计下限均 >1,表明随着认知得分、生活费用的增

加,大学女生接种 HPV 疫苗的也越多。而学历的 OR及 95%区间估计下限均 <1,本科学历女生接种 HPV疫苗者比研究生学历女生更多(表 3)。

表 2　影响大学女生接种 HPV 疫苗的 logistic 回归分析

Table 2　 Logistic Regression Analysis of Influencing factors for college students′ HPV vaccine Vaccination项目回归系数 Wald χ2 值 P OR(95% CI)值

认知得分 0. 16 32. 41 < 0. 001 1. 16(1. 11 ~ 1. 23)

学历(研究生 VS 本科) - 0. 78 16. 85 < 0. 001 0. 49(0. 35 ~ 0. 69)

每月生活费 0. 46 50. 40 < 0. 001 1. 59(1. 39 ~ 1. 78)

表 3　影响大学女生接种 HPV 疫苗的 logistic 回归分析

Table 3　 Logistic regression analysis on the effect of HPV vaccination on Female College Students项目回归系数 Wald χ2 值 P OR(95% CI)值

认知得分 0. 16 32. 41 < 0. 001 1. 16(1. 11 ~ 1. 23)

学历(研究生 VS 本科) - 0. 78 16. 85 < 0. 001 0. 49(0. 35 ~ 0. 69)

每月生活费 0. 46 50. 40 < 0. 001 1. 59(1. 39 ~ 1. 78)

3　讨　论

几乎所有女性在一生中都有可能感染 HPV[12],而 15 ~ 24 岁是我国女性感染高危型 HPV 的第一个

高峰[6]。如果发生高危型 HPV 的持续感染,有可能

在 5 ~ 20 年甚至更长时间后进展为宫颈癌[13]。因

此,尽早采取正确的防控措施,提高在校大学女生

对 HPV 及子宫颈癌的认知,对有效预防子宫颈癌尤

为重要,与 Wiener 等的研究观点一致[14]。调查数据显示有 816 人(37. 64% )对 HPV 处于


不知晓状态。对于宫颈癌患病的影响因素的知晓

率中,60. 30%女生知晓病毒感染。而对于 HPV 病

毒的主要传播途径,有 86. 55% 的女生知晓为性传

播。 2018 年中华预防医学会发布的《子宫颈癌综合

防控指南》建议,HPV 疫苗在首次性行为之前接种,效果最佳[15]。调查中有 1 091 名(75. 31% )女生知

晓初次性生活前感染 HPV 病毒风险较小,而这部分

人群中只有 131 名(12. 86% )女生已经接种过 HPV疫苗。已经有性生活的 426 名女生中,首次性生活

年龄最大的 29 岁、最小的仅有 15 岁,有 88. 03% 未

接种过 HPV 疫苗。而未有过性生活的 1 732 名女

生中,92. 96%的女生未接种过 HPV 疫苗。性生活

对接种疫苗存在影响。因此,有必要加强对大学女

生在宫颈癌致病、传播以及防控方面的认知宣教,进一步提高初次性生活前 HPV 疫苗的受种人数。在多个知晓途径中 35. 78% 大学女生选择了微博,30. 98% 选择了电视 /广播,29. 41% 选择了朋友告

知。因此,对于青年大学生群体的认知宣教可优先

考虑选择微博和电视 /广播。同时注重其他新媒体

宣传[16-17],如微信公众号。在对本科女生无接种意愿的众多原因调查中,

最主要的原因是疫苗价格太贵(32. 50% ),其次是

担心疫苗安全性(42. 74% )。在对研究生女生无接

种意愿的众多原因调查中,最主要的原因是担心疫

苗安全性 ( 37. 68% ), 其次是疫苗价格太贵

(23. 20% )。在未接种 HPV 疫苗的 1 996 名大学女

生中,99. 09%的女生同意使用历年医保账户结余接

种疫苗。因此,在政策方面,将 HPV 疫苗收费纳入

医保范围将有助于显著提高 HPV 疫苗的受种人数。加快国产 HPV 疫苗的引入,降低疫苗的价格,让更

多的适龄人群得以接种到更加实惠的疫苗。不记名线上调查在个人信息采集方面尤其是

涉及个人隐私信息的真实性优于线下调查,然而在

HPV 及其疫苗相关知识认知情况的信息采集方面

依从性差于线下调查,但总体信度较为可靠。但并

未覆盖到苏州的大专院校,尚需进一步扩大调查范

围以补充和完善此调查结果。利益冲突　所有作者均声明不存在利益冲突

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(收稿日期:2021-03-06)



基金项目:湖北省卫生健康委员会重点支撑项目(WJ2019Z016);国家自然科学基金重点项目(91743205)第一作者简介:李颖欣,本科在读,主要研究方向:环境流行病学

通信作者:刘跃伟,博士,副教授,Email:liuyuewei@ mail. sysu. edu. cn

·综　述·

大气细颗粒物组分暴露对缺血性心脏病的影响研究进展

李颖欣1,许瑞君1,张海2,张岚3,孙宏4,周芸5,刘跃伟1

1. 中山大学公共卫生学院,广州　 510080;2. 湖北省疾病预防控制中心卫生监测检验防护所;3. 湖北省疾病预防控制中心慢性病防治研究所;4. 江苏省疾病预防控制中心环境与健康所;5. 广州医科大学公共卫生学院

摘要:　大气细颗粒物(fine particulate matter,PM2. 5)由碳质气溶胶、水溶性离子和无机元素等多种化学物质组成,组分十分复杂,是我国多数城市的首要污染物。研究表明,大气 PM2. 5 暴露可损伤心血管系统,增加缺血性心脏病

(ischemic heart disease,IHD)的发生和死亡风险,但 PM2. 5具体组分暴露对 IHD 的影响尚不明确,且其致病机制尚未

阐明。就 PM2. 5组分短期及长期暴露对 IHD 的影响研究进展进行综述,以期为后续相关研究提供参考依据。关键词:细颗粒物;细颗粒物组分;缺血性心脏病


Research progress on adverse effects of fine particulate matterconstituent exposure on ischemic heart disease

LI Yingxin1,XYU Ruijun1,ZHANG Hai2,ZHANG Lan3,SUN Hong4,ZHOU Yun5,LIU Yuewei1

1. School of Public Health,Sun Yat-sen University,Guangzhou　 510080,China;2. Institute of Health Surveillance,Analysis and Protection,Hubei Provincial Center for Disease Control and Prevention,

Wuhan　 430079,China;3. Institute of Chronic Noncommunicable Disease Control and Prevention,Hubei Provincial Center for Disease Control

and Prevention,Wuhan　 430079,China;4. Department of Environment and Health,Jiangsu Provincial Center for Disease Control and Prevention,Nanjing　 210009,China;

5. School of Public Health,Guangzhou Medical University,Guangzhou　 511436,ChinaCorresponding author: LIU Yuewei,Email: liuyuewei@ mail. sysu. edu. cn

Abstract:　 Ambient fine particulate matter ( PM2. 5 ) is a mixture consisting of a wide range of chemical constituentsincluding carbonaceous aerosols,water soluble ions and inorganic elements,and has become the major air pollutant in mostcities in China. Evidence suggests that exposure to ambient PM2. 5 induces damage on the cardiovascular system and canincrease risk of the development and mortality of ischemic heart diseases (IHD). However,the effects of exposure to specificPM2. 5 constituents on IHD remain unclear,and its underlying mechanisms are yet to be investigated. Here we reviewed studiesinvestigating the association of short- and long-term exposure to specific PM2. 5 constituents with IHD,which may provideuseful clues for future relevant studies.Keywords:Fine particulate matter (PM2. 5);PM2. 5 constituents;Ischemic heart disease (IHD)

　　随着工业化和城市化进程的加快,大气颗粒物

污染造成的健康损害已成为我国乃至全球范围重

要的公共卫生问题。据 2019 年全球疾病负担

(Global Burden of Disease Study,GBD)研究估计[1],

全球由大气颗粒物污染造成的伤残调整寿命年

(disability adjusted life years,DALYs)超过 1. 18 亿,是造成全球居民疾病负担的第七位危险因素;在我

国,归因于大气颗粒物污染的死亡约有 142 万。在


大气颗粒物中,细颗粒物 ( fine particulate matter,PM2. 5)是空气动力学直径≤2. 5 μm 的颗粒物,由碳

质气溶胶、水溶性离子和无机元素等多种化学物质

组成,组分十分复杂[2]。根据中国生态环境状况公

报,在 2019 年以大气 PM2. 5为首要污染物(空气质量

指数 > 50 时,空气质量分指数最大的污染物)的超

标天数占总超标天数的 45. 0% ,居大气污染物之

首。大量流行病学研究提示,大气 PM2. 5暴露是多种

心血管系统疾病发生的危险因素,其中包括缺血性

心脏病( ischemic heart disease,IHD) [3-5]。 IHD 是导

致人群死亡的主要慢性非传染性疾病,包括心绞痛

(angina pectoris,国际疾病分类第 10 版[InternationalStatistical Classification of Diseases and Related HealthProblems 10th Revision,ICD -10]编码:I20)、心肌梗

死( myocardial infarction, MI) 及其并发症 ( I21 -23),以及其他形式的急性 IHD( I24) 和慢性 IHD(I25)等。根据 2019 年 GBD 研究估计[6],IHD 在全

球的 DALYs 超过 1. 82 亿,是造成全球居民死亡的

首位原因;在中国,IHD 造成的死亡超过 187 万人,是中国人群死亡的第二位原因, 仅次于中风

(stroke)。目前国内外均有研究报道 PM2. 5 组分与

IHD 之间的关联,但结论不一致,其致病机制也未阐

明。研究对 PM2. 5组分短期及长期暴露对 IHD 的影

响研究进展进行综述。目前国内外大气 PM2. 5组分暴露对 IHD 影响的

相关研究主要集中在对 IHD 死亡的影响,而对 IHD事件发生的影响研究较少(表 1)。研究涉及的地区

包括美国[7-11]、中国[12]、日本[13]、英国[14]、巴基斯

坦[15]、意大利[16]、欧洲[17],涉及的大气 PM2. 5组分包

括碳质气溶胶、水溶性离子和无机元素。在不同时

间、地区和人群,IHD 的流行病学特征受到环境、行为及代谢等多种因素的影响而存在差异[5],而大气

PM2. 5组分的污染特征也受研究地区的经济发展规

模、能源结构、地理位置等因素影响而不同[18],因此

各研究中 PM2. 5组分对 IHD 影响的结论也不一致。

1　大气 PM 2.5组分短期暴露对 IHD的影响

大气 PM2. 5组分短期暴露对 IHD 影响的研究主

要采用时间序列和病例交叉研究设计,主要探讨碳

质气溶胶和水溶性离子,前者主要包括元素碳

(elemental carbon, EC) 和有机碳 ( organic carbon,OC),后者主要包括硫酸根离子( sulfate,SO2 -

4 )、硝酸根离子 ( nitrate, NO -

3 )、铵根离子 ( ammonium,NH +

4 )和氯离子(chloride,Cl - )等。1. 1　碳质气溶胶　 Michikawa 等[13] 在日本东京对

23 855 名 IHD 死者开展的病例交叉研究发现,EC暴露(死亡当天与前一天的平均浓度:lag 0 ~ 1 d)每升高 0. 80 μg / m3,IHD 死亡风险增加 2. 20% ;Kim等在美国丹佛的时间序列研究估计,EC 暴露( lag0 ~ 3 d) 每升高 0. 33 μg / m3, IHD 死亡风险增加

10% [7],且 EC 暴露与 IHD 入院风险上升有关(死亡

当天浓度[lag 0 d]与死亡前一天浓度[lag 1 d]) [8];然而,Yang 等[12]及 Butland 等[14]研究提示,EC 短期

暴露与 IHD 死亡及 MI 入院之间均无关联。关于

OC,Kim 等[7]及 Yang 等[12] 的研究均在 lag 0 ~ 3 d发现 OC 暴露每增加 1. 67 μg / m3 及 5. 10 μg / m3,IHD 死亡风险分别增加 10. 50% 及 1. 78% ;Kim 等

还发现OC 在 lag 0 d 可使 IHD 入院风险显著增加,同时还在暴露后的不同滞后天(lag 13 d 及 lag 14 d)发现两者关联呈相反的结果[8];其余研究未发现 OC 与

IHD 死亡的显著关联[13]。 Kioumourtzoglou[19] 在美国

亚特兰大、伯明翰和达拉斯三座城市开展的一项病例

交叉研究探索了 PM2. 5 的 OC 组分中正构烷烃

(n-alkanes)、霍烷(hopanes)、环己烷(cyclohexanes)、多环芳烃(PAHs)、异烷烃(isoalkanes)与 IHD 及 MI入院的关系,但未发现关联。1. 2　水溶性离子　对于水溶性离子,多数 PM2. 5组

分短期暴露研究都探讨了 SO42 - 与 NO3

- 和 IHD 之

间的关系,但涉及 NH4+ 和 Cl - 的研究较少。关于

SO2 -4 ,Yang 等[12]及 Michikawa 等[13]发现 SO2 -

4 短期

暴露(lag 0 ~ 3 d 及 lag 0 ~ 1 d)浓度每增加 8. 90μg / m3 及 2. 20 μg / m3, IHD 死亡发生风险增加

0. 82%及 4. 90% ,Kim 等[7]的研究也发现了类似的

结果(lag 3 d),但与 IHD 入院有关的两项研究均未

发现显著关联[8,14]。关于 NO -3 , Kim 等[7] 发现

NO3- 暴露(lag 0 ~ 3 d)每增加 0. 86 μg / m3,IHD 死

亡风险增加 3. 20% ;此外,Lu 等[15] 在巴基斯坦发

现,NO -3 短期暴露与 IHD 入院有显著关联( lag 0

d),其余研究均未发现关联[8,12,13]。关于 NH +4 ,Yang

等[12]和 Michikawa 等[13] 研究发现 NH +4 短期暴露浓

度(lag 0 ~ 3 d 和 lag 0 ~ 1 d)每增加 6. 80 μg / m3 及

1. 20 μg / m3,IHD 死亡风险增加 1. 16%和 4. 10%;另发现 NH +

4 短期暴露与 IHD 入院有显著关联( lag 0d) [15]。仅一项研究涉及 Cl - ,且未发现关联[13]。1. 3　无机元素　 Lu 等[15] 发现 Ca、Ti、Cl、Ni、Mn 及

Zn 与 IHD 入院有显著正向关联,其余元素(Al、Fe、K、Mg、 Si、 Na、 S、 V、 Cr 及 Pb) 未发现关联;另外

Michikawa 等[13] 发现 Na、K 和 Ca 与 IHD 死亡无

关联。


表 1　国内外大气细颗粒物组分短期和长期暴露对缺血性心脏病的影响研究汇总

Table 1　 Summary of studies on the association of short - and long - term exposure to PM2. 5 constituents with IHD1

研究者

(年份)地点样本量2 研究

设计研究年限

暴露时长

(滞后时间3)暴露

评估方法4 调整变量结局定义1 研究结果1,3,5

短期暴露

Yang[12]

(2020)中国 1 096

时间

序列2011—2013

每日( lag 0,1,2,3,4,0 ~ 1,0 ~ 2,0 ~3,0 ~ 4 d)

网格浓度

( 36 × 36km)

长期趋势,一周中

的第几天,季节,公众假日,温度,相对

湿度

IHD 死亡( ICD -10 编码: I20 -25)

EC - , OC ( lag 0 ~ 3 d, 5. 10 μg / m3): 1. 78% ;SO4

2 -(lag 0 ~ 3 d,8. 90 μg / m3):0. 82% ,NH4+

(lag 0 ~ 3 d,6. 80 μg / m3):1. 16% ,NO3- -

Michikawa[13]

(2020)日本

东京23 855

病例

交叉2013—2017 每日(lag 0 ~ 1 d)

一个监测

站浓度

相对湿度,气温,流感流行

IHD 死亡( ICD -10 编码: I20 -25)

TC - ,EC( lag 0 ~ 1 d,0. 80 μg / m3):2. 2% ,OC- ;SO4

2 -(lag 0 ~ 1 d,2. 20 μg / m3):4. 9% ,NH4+

(lag 0 ~ 1 d,1. 20 μg / m3):4. 1% ,NO3- - ,Cl -

- ;Na - ,K - ,Ca -

Lu[15]

(2019)巴基斯坦

卡拉奇

Korangi:1 160;Tibet

Center:2 237

时间

序列2008—2009 每日(lag 0 d)

一个监测

站浓度

时间趋势,一周中

的第几天,公共假

日,气温,风速,重

要天气事件(如雾、雨、雷雨等)

IHD 入院

Korangi:NH4+ ( lag 0 d ) ↑, NO3

- - ; Ca ( lag0 d)↑,Ti( lag 0 d)↑,Cl( lag 0 d)↑,Al - ,Fe- ,K - ,Mg - ,Si - ,Na - ,Ni - ,S - ,V - ,Cr - ,Mn - ,Pb - ,Zn - ;Tibet Center:NO3

- ( lag 0 d)

↑,NH4+ - ;Cl( lag 0 d)↑,Ni( lag 0 d)↑,Mn

(lag 0 d)↑,Zn(lag 0 d)↑,Al - ,Ca - ,Fe - ,K- ,Mg - ,Si - ,Ti - ,Na - ,S - ,V - ,Cr - ,Pb -

Butland[14]

(2016)英国 630 116

病例

交叉2003—2010 每日(lag 0 ~ 2 d)

网格浓度

(5 km × 5km)

公共假日,年份,气温,流感样疾病就

诊率,

MI,ST 段抬高型

MI,非 ST 段抬高

型 MI 入院

EC - ;SO42 - -

Kim[7]

(2015)美国

丹佛2 922

时间

序列2003—2007

每日( lag 0,1,2,3,0 ~ 3 d)

一个监测

站浓度


的第几天, 气温,湿度

IHD 死亡( ICD -10 编码: I20 -25)

EC(lag 0 ~3 d,0. 33 μg / m3):10. 0%,OC(lag 0 ~3 d,1. 67 μg / m3):10. 5%;NO3

-(lag 0 ~ 3 d,0. 86

μg / m3):3. 2%,SO42 -(lag 3 d)↑

Kim[8]

(2012)美国

丹佛21 364

时间

序列2003—2007

每日( lag 0,1,2,3,4,5,6,7,8, 9, 10,11,12,13,14 d)

一个监测

站浓度


的第几天, 气温,湿度

IHD 入院( ICD -9 编码: 410 -414)

EC(lag 0 d,lag 1 d)↑,OC( lag 0 d)↑,OC( lag13 d,lag 14 d)↓;SO4

2 - - ,NO3- -

长期暴露

Badaloni[16]

(2017)意大利

罗马22 234

队列

研究2010—2011 1 年

土地利用

回归模型

年龄,婚姻状态,出生地点,教育,职业,社会经济地位指数

IHD 死亡( ICD -9 编码: 410 -414)

Fe(0. 275 5 μg / m3):7% ,Zn(0. 016 3 μg / m3):11% ,Cu(0. 015 4 μg / m3):11%

Thurston[9]

(2016)美国 34 408

队列

研究2000—2005 6 年

监测站平

均浓度

吸烟,二手烟,工作

场所颗粒物暴露,职业污秽指数,婚

姻状态,教育,体质

指数,饮酒,饮食

IHD 死亡( ICD -9 编码: 410 -414;ICD - 10 编

码:I20 - 25)

EC(0. 257 6 μg / m3):3% ,OC - ;Fe(0. 047 8μg /m3):2% ,Se(0. 000 8μg / m3):3% ,As (0. 000 6μg / m3): 4% , Pb ( 0. 002 6μg / m3 ): 3% , Cl(0. 033 5μg / m3):2% ,S(0. 528 8μg / m3):6% ,K- ,Mn - ,V - ,Ni - ,Na - ,Zn - ,Ca - ,Si -

Ostro[10]

(2015)美国

加州1 085

队列

研究2000—2007

从研究开始到

研究对象死亡

或随访结束

网格浓度

(4 km × 4km)

吸烟,二手烟,体质

指数, 饮酒, 饮食,运动,绝经后状态

和激素替代疗法使

用,心梗或中风家

族史,药物使用

IHD 死亡( ICD -10 编码: I20 -25)

EC ( 0. 8 μg / m3 ): 14% , OC - ; NO3- ( 3. 9

μg / m3): 28% ; Cu ( 400. 0 μg / m3): 9% , Fe - ,Mn -

Wolf[17]

(2015)欧洲 5 157

队列

研究2008—2011 4 年

土地利用

回归模型

年龄,入组年份,性别, 婚姻状态, 教

育,职业,吸烟,社

会经济地区水平

指标

急性 MI 或其它

IHD 急性或亚急

性发病形式入院

( ICD - 9 编码:410,411;ICD - 10编码: I21, I23,I20. 0, I24 ); IHD死亡( ICD - 9 编

码:410 - 414;ICD- 10 编码:I20 –

I25)

K(0. 05 μg / m3):18%,Fe(0. 10 μg / m3):7%,S - ,Cu - ,Ni - ,V - ,Zn - ,Si -

Ostro[11]

(2010)美国

加州

缓冲距离

为 8 km:110;

缓冲距离

为 30 km:474

队列

研究2002—2007

从研究开始到

研究对象死亡

或随访结束

最近监测

站浓度

( 缓冲距

离: 8 km和 30 km)

吸烟,二手烟,体质

指数,婚姻状态,饮酒,饮食,运动,绝

经后状态和激素替

代疗法使用,心梗

或中风家族史,药

物使用,背景变量

IHD 死亡( ICD -10 编码: I20 -25)

缓冲距离为 8 km:EC(0. 16 μg / m3):26% ,OC(1. 00 μg / m3 ): 102% ; SO4

2 - ( 1. 30 μg / m3 ):

82% , NO3- ( 3. 60μg / m3 ): 86% ; Fe ( 0. 06

μg / m3):61% ,K (0. 05μg / m3):159% , Si ( 0. 05μg / m3):57% ,Zn(0. 01 μg / m3):29% ;缓冲距离

为 30km: EC ( 0. 65 μg / m3 ): 41% , OC ( 0. 83μg / m3 ): 103% ; SO4

2 - ( 2. 20 μg / m3 ): 139% ,

NO3- ( 3. 20 μg / m3 ): 66% ; Fe ( 0. 13 μg / m3 ):

66% ,K(0. 07 μg / m3):106% ,Si(0. 03 μg / m3):47% ,Zn(0. 01 μg / m3):52%

　　注:(1)PM2. 5:fine particulate matter,细颗粒物,表示空气动力学直径≤2. 5 μm 的大气颗粒物;IHD:ischemic heart disease,缺血性心脏病;ICD:International Classification of Diseases,国际疾病分类;MI:myocardial infarction,心肌梗死;(2)若文中未直接给出样本量,则使用日均值与研究天数估计;(3)评估污染物暴露的滞后时间,仅在短期暴露中考虑;lag 0 d 表示结

局发生当天;lag 1(2,3) d 表示结局发生前 1(2,3)天;lag 0 ~ 1(0 ~ 2,0 ~ 3)d 表示结局发生当天至前 1(2,3)天污染物浓度均值,以此类推;(4)网格浓度:用监测站点浓度和地理信息预测网格浓度;一个监测站浓度:一个固定监测站点浓度;监测站平均浓度:居住地所在区域的监测站点平均浓度;最近监测站浓度:距居住地最近的监测站点浓度;(5)TC、EC、OC 分

别代表总碳、元素碳、有机碳;括号内为该种污染物与结局存在关联的滞后天数(仅在短期暴露考虑)及污染物变化量;百分数表示污染物每升高一个变化量,导致结局发生风险升高

的百分比;若文章中结果没有具体数值,则以↑表示该种污染物与结局存在正向关联,↓表示该种污染物与结局存在负向关联, -表示未发现该种污染物与结局的关联。


2　 PM 2.5组分长期暴露对 IHD的影响

PM2. 5组分长期暴露对 IHD 影响的研究均为队

列研究,涉及的 PM2. 5组分包括碳质气溶胶、水溶性

离子和无机元素。2. 1　碳质气溶胶　多项 PM2. 5组分长期暴露研究探

讨了 EC、OC 与 IHD 之间的关系[9-11]。关于 EC,Ostro 等在对超过 13 万名女性进行随访的美国加州

教师研究(California Teachers Study,CTS)中发现,居住地在距离监测站 30 km(N = 474)内的研究对象,EC 暴露每增加 0. 65 μg / m3, IHD 死亡风险升高

41% [11],该作者在同一队列运用 PM2. 5 组分网格浓

度预测的暴露评估方法也发现了 EC 与 IHD 死亡的

显著关联(EC 浓度每增加 0. 80 μg / m3,IHD 死亡风

险升高 14% ) [10];此外,Gan 等[20] 在加拿大温哥华

对452 735名 45 ~ 85 岁研究对象开展的队列研究中

发现,EC 暴露每升高 0. 80 μg / m3,IHD 住院及死亡

风险分别增加 3%及 6% ,且暴露 -反应关系呈线性

趋势;Thurston 等[9] 在美国 100 个大城市中对 44 万

多人开展的队列研究中发现,EC 浓度每增加 0. 26μg / m3,IHD 死亡风险升高 3% 。关于 OC,CTS[11]研

究发现 OC 浓度每升高 0. 83 μg / m3,IHD 死亡发生

风险增加 103 % ,其余研究均未发现关联[9-10]。2. 2　水溶性离子　仅有 CTS 的两项研究[10-11] 涉及

到 SO42 - 和 NO3

- ,其余水溶性离子尚无研究。关于

SO42 - ,研究发现 SO4

2 - 浓度每升高 1. 30 μg / m3 及

2. 20 μg / m3,居住地在距离监测站 8 km 及 30 km 内

的研究对象的 IHD 死亡风险增加 82%及 139% [11]。关于 NO3

- ,两项研究均发现其与 IHD 死亡风险升

高有关,其中纳入居住地在距离监测站 8 km 及 30km 内的研究对象时发现 NO3

- 浓度每升高 3. 60μg / m3 及 3. 20 μg / m3,IHD 死亡发生风险增加 86%及 66% [11];而运用 PM2. 5组分网格浓度预测作为暴

露评估方法时发现 NO3- 每升高 3. 90 μg / m3,IHD

死亡发生风险增加 28% ,双污染物模型验证发现

NO3- 和其它 PM2. 5 组分与 IHD 死亡也有显著

关联[10]。2. 3　无机元素　几乎所有 PM2. 5组分长期暴露研究

都探讨了无机元素和 IHD 死亡之间的关系,但各研

究涉及的元素不同,主要有 Fe、K、Zn、Si、Mn 等。关于 Fe,CTS[11]发现,Fe 暴露每升高 0. 13 μg /

m3,IHD 死亡风险增加 66% ;Badaloni 等[16] 在意大

利罗马超 124 万人的队列研究与 Wolf 等[17] 对欧洲

11 个队列随访超 115 万人年的研究中发现,Fe 暴露

每升高 0. 28 μg / m3 及每升高 0. 10 μg / m3,IHD 死

亡及 IHD 事件发生风险均增加 7% ,同时两项研究

都在调整颗粒物浓度后关联失去统计学意义;Thurston 等[9]发现 Fe 暴露每升高 0. 05 μg / m3,IHD死亡风险增加 2% ;然而,有一项研究[10] 未发现 Fe与 IHD 死亡的关联。

关于 K,CTS[11] 发现,K 长期暴露浓度每升高

0. 07 μg / m3,IHD 死亡风险增加 106% ;Wolf 等[17]

也发现 K 与 IHD 事件发生有显著关联(K 浓度每升

高 0. 05 μg / m3,风险增加 18% ),且在调整颗粒物浓

度后关联依然显著;然而 Thurston 等[9] 未发现 K 与

IHD 死亡之间的关联。关于 Zn 和 Si,CTS[11]发现 Zn 暴露每升高 0. 01

μg / m3,IHD 死亡风险增加 52% ,而 Si 浓度每升高

0. 03 μg / m3,IHD 死亡风险增加 47% ,另 Badaloni等[16]发现 Zn 暴露每升高 0. 02 μg / m3,IHD 死亡风

险增加 11% [16];然而有两项研究[9,17] 未发现 Zn 和

Si 与结局之间的显著关联。两项研究[10,16] 发现 Cu与 IHD 死亡有显著关联,Thurston 等[9] 发现 Se、As、Pb、Cl 及 S 与 IHD 死亡有显著关联,其余元素(Mn、Ni、Na、Ca 及 V)暂无研究发现关联。

3　可能的致病机制

大量研究表明,大气 PM2. 5可通过引起内皮细胞

炎症导致内皮功能的紊乱与伤害,还可阻止内皮祖

细胞从骨髓向外周血的动员,降低循环内皮祖细胞

的水平,而循环内皮祖细胞有助于内皮的修复与再

生,以上机制可加速动脉粥样硬化的形成,从而增

加 IHD 的发生风险[21-22]。然而,有研究表明,与大

气总 PM2. 5或其它组分相比,PM2. 5 中的某些金属成

分(Fe、Mg、Mn、K 等)与内皮素 - 1、E - 选择素等内

皮功能循环生物标志物的关系更加密切[23]。因此,关于大气 PM2. 5各类组分对 IHD 的影响更应受到重

视,但目前具体致病机制尚未明确,现有证据主要

关注大气 PM2. 5组分对人体造成的氧化应激和炎症

损伤。研究表明,大气 PM2. 5中的某些金属成分(如Fe、Ni、Ca 和 Cu 等)可能是导致与动脉粥样硬化相

关的氧化应激增加的主要污染物[24],PM2. 5 吸附的

重金属离子可刺激机体氧化应激导致细胞内出现

钙超载,进一步破坏线粒体功能,导致细胞凋亡[25];OC 与老年冠心病患者的全身炎症、血小板活化以

及血循环红细胞抗氧化酶活性降低有关[26];SO42 -

也与参与氧化应激的生物标志物存在显著关联[27]。此外,目前多项研究发现了大气 PM2. 5组分与某

些心血管疾病的亚临床症状有关[28-30]。美国一项


横断面研究探索了大气 PM2. 5组分长期暴露与右侧

颈总动脉内膜中层厚度 ( Carotid intima - mediathickness,CIMT)间的关系,CIMT 通常可以代表早期

动脉粥样硬化的程度,可用于预测未来临床心血管

事件发生风险,该研究发现 EC 与 OC 浓度每升高

0. 83 μg / m3 及 0. 62 μg / m3,CIMT 平均增加 9. 6 μm及 35. 1 μm[28]。另有研究表明,EC 与 50 岁以上的

老年冠心病患者的心电图 ST 段下降有关[29]。我国

一项全国性多中心研究探讨了大气 PM2. 5中的有机

物、黑碳、SO42 - 、NO3

- 及 NH4+ 与某些心血管疾病

亚临床症状(血压升高、空腹血糖和心电图参数异

常)的关系,发现各污染物均与心血管疾病亚临床

症状存在关联,其中有机物、NO3- 和 NH4

+ 可能是

PM2. 5 导致心血管疾病亚临床症状的主要作用

成分[30]。

4　总结与展望

根据目前研究可知,IHD 死亡发生与大气 PM2. 5

中的 EC、OC、SO42 - 、NH4

+ 的短期暴露和 EC、Fe 的

长期暴露之间关系较为紧密,但研究数量十分有

限,且主要集中在发达国家及地区。现有研究仅涉

及 EC、OC 等碳质气溶胶,SO42 - 、NO3

- 等水溶性离

子及 Fe、Cu、K、Zn、Si 等无机元素,对于 PM2. 5 其它

组分,如 Cl - 、Mn、Ni、Na、Cl、Ca、Se、As、Sb、Al、Mg、Cu、Pb、Cr、S、V 等元素组分研究较少或暂无研究,故仍需更多相关研究进行确证。尽管部分研究报

道大气 PM2. 5组分与 IHD 发生存在关联,但在污染

物导致 IHD 的风险及滞后时间等方面存在不同程

度的差异,其可能原因包括各研究 PM2. 5组分的测量

方式、污染物水平和暴露评估方法不同,短期暴露

研究选择的滞后时间和长期暴露研究选择的暴露

时长不同;人群的特征及易感性存在差异;各研究

所用的流行病学方法和研究设计控制的混杂因素

不同等等。对于暴露评估,目前大气 PM2. 5 组分对 IHD 影

响研究主要是结合研究对象的家庭住址,通过一个

固定监测站点、距居住地最近的监测站点、区域内

所有监测站点或建立模型来获取研究对象的暴露

浓度,这些暴露评估方法都假定 PM2. 5组分浓度在设

定的空间范围内具有同质性,而实际上 PM2. 5组分的

浓度及健康效应会由于来源的不同而不同[31-32],因此对某些组分的暴露评估可能产生误差。如与交

通相关的污染物长期浓度可以在城市内 50 ~ 500 m范围内产生显著的变异[33],然而向上的排放源(如经高烟囱排放)排放的污染物可能更具有空间同质

性。 Ostro 等[11] 分别使用距监测站 8 km 及 30 km的缓冲区域进行暴露评估,结果发现 EC、NO3

- 、Fe和 K 在缓冲距离为 8 km 时取得更大的效应值,而OC、Si 和 Zn 则在缓冲距离为 30 km 时取得更大的

效应值。另外,大气 PM2. 5 浓度与其组分相关性较

高,但多数研究采用纳入某一种组分的单污染物模

型分析暴露 -反应关系,而未考虑大气 PM2. 5浓度对

模型的影响,可能导致无法估计的偏倚。对于研究结局,目前大气 PM2. 5 组分对 IHD 影

响研究多集中于 IHD 死亡,较少关注 IHD 事件发

生,同时缺乏对 IHD 不同亚型的研究。另外,世界

卫生组织报道,存在 MI 疾病史的群体拥有发生冠

状动脉事件的最高风险,曾经历急性 MI 患者的每

年死亡率是同龄中未经历 IHD 事件群体的 6 倍[34]。鉴于全球 IHD 造成的疾病负担日益增高,加上医疗

条件的改善导致 IHD 患者生存率的提高,亟需进行

研究在这些高危人群中探讨 PM2. 5组分暴露对 IHD的影响。

综上,大气 PM2. 5组分与 IHD 发生、死亡的关联

尚不明确,需基于更为精准的 PM2. 5组分暴露评估方

法开展大样本流行病学研究,进一步阐明不同 PM2. 5

组分短期及长期暴露对 IHD 及其不同亚型发生和

死亡的影响,关注大气 PM2. 5组分暴露对脆弱人群的

健康效应,为大气污染防治和健康风险评估提供基

础数据和科学依据。利益冲突　所有作者均声明不存在利益冲突

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第一作者简介:娜丽,本科,副主任医师,主要研究方向:感染性疾病

通信作者:李琳琳,硕士研究生,主任医师,Email:1135315688@ qq. com

·调查研究·

呼和浩特地区 286 起轮状病毒感染聚集性分析娜丽1,赵文江1,李琳琳2

1. 内蒙古医科大学附属医院感染科,呼和浩特　 010050;2. 内蒙古医科大学附属医院儿科

摘要:目的　明确呼和浩特地区 286 起轮状病毒感染的病原及来源,分析其聚集性暴发情况,为制定预防措施提供可

靠依据。方法　对 2017 年 12 月至 2020 年 12 月在呼和浩特地区发生的 286 起轮状病毒感染事件涉及的8 560例病

例进行流行病学调查,并采用逆转录聚合酶链反应(RT - PCR)技术检测基因型,并分析其存在的危险因素。结果　286 起轮状病毒感染事件中,165 起为聚集性暴发感染,感染持续时间 5 ~ 8d,平均(7. 05 ± 1. 06)d,存在时间、空间分

布聚集性;暴发原因包括饮用水受轮状病毒污染、家庭内感染处置不当及医院预防措施不周全等;总病例数为8 560例,轮状病毒阳性率为 47. 17% (4 038 / 8 560),均在呕吐物或大便样本中检测出 A 组、B 组轮状病毒,儿童轮状病毒

感染多由 A 组轮状病毒引起(A 组轮状病毒检出率 100. 00% ),成人轮状病毒感染多由 B 组轮状病毒引起(B 组轮状

病毒检出率占 97. 59% ),腹泻、呕吐及发热症状明显;其中儿童感染率(87. 67% ,3 540 / 4 038)显著高于成人感染率

(12. 33% ,498 / 4 038),差异有统计学意义(χ2 = 115. 520,P < 0. 05);秋冬季节是其感染高发时间段。结论　轮状病

毒感染事件中聚集性暴发感染占大多数,儿童是重点防治对象,应加强轮状病毒筛查工作。关键词:轮状病毒;感染聚集性;暴发感染


Epidemiological analysis of 286 clustered cases of rotavirus infection inHohhot Clustering analysis of 286 cases of rotavirus infection in Hohhot

NA Li1,ZHAO Wenjiang1,LI Linlin1. Department of Infectious Diseases,Affiliated Hospital of Inner Mongolia Medical University,Hohhot　 010050,China;

2. Department of paediatrics,Affiliated Hospital of Inner Mongolia Medical University,Hohhot　 010050,ChinaCorresponding author : LI Linlin,Email: 1135315688@ qq. com

Abstract:　 Objective　 To identify the pathogen and origins of 286 clustered cases of rotavirus infection in Hohhot,and toprovide reliable basis for formulating preventive measures of rotavirus infection outbreaks. 　 Methods 　 Epidemiologicalinvestigation was conducted on 286 rotavirus outbreaks involving 8 560 cases in Hohhot from December 2017 to December2020. Reverse transcription polymerase chain reaction (RT - PCR) was used to detect the genotypes,and the related riskfactors were analyzed. 　 Results　 Of the 286 rotavirus outbreaks,165 were clustered outbreaks,and the duration was 5 to 8days,with an average of (7. 05 ± 1. 06) days,presenting temporal and spatial clustering. The causes of the outbreaksincluded rotavirus contamination in drinking water, improper management of household infections,and inadequate hospitalpreventive measures. The total number of cases was 8 560,and the positive rate of rotavirus was 47. 17% (4 038 / 8 560).Group A and B rotavirus strains were detected in vomit or stool samples. Rotavirus infection in children was mostly caused bygroup A rotavirus(100. 00% ) and in adults by group B rotavirus(97. 59% ),and the common symptoms included diarrhea,vomiting and fever. The infection rate of children ( 87. 67% ,3 540 / 4 038) was significantly higher than that of adults(12. 33% ,4 98 / 4 038) (χ2 = 115. 520,P < 0. 05). Rotavirus infection occurred most frequently in autumn and winter. 　Conclusion　 Clustered outbreaks account for most of rotavirus infection events,and children are the key targets of preventionand treatment. Rotavirus screening should be strengthened.Keywords:Rotavirus;Infection aggregation;Infection outbreak


　　轮状病毒广泛存在于自然界,是婴幼儿病毒性

腹泻的主要原因,发展中国家发病率高,全球每年

因轮状病毒感染而死的病例数高达 60 万[1]。该病

毒包括 7 种类型,其中 A 种感染率最高,超过 90%的感染均由 A 种轮状病毒引起。轮状病毒主要经

粪口途径传播,接触污染过的手、物体表面及物品

均可引起感染[2]。儿童由于抵抗力低下,环境适应

能力较弱,故极易受轮状病毒感染[3]。由于轮状病

毒传播途径交广,因此暴发感染事件发生率较

高[4]。分析其暴发类型、传播源、传播链等对了解

其感染特征和预防聚集性感染有重要意义。以呼

和浩特地区 286 起轮状病毒感染事件为研究对象,对其进行流行病学调查,分析其感染聚集性,以期

为预防和控制轮状病毒传播提供可靠依据。

1　对象与方法

1. 1　资料来源　以 2017 年 12 月至 2020 年 12 月在

呼和浩特地区发生的 286 起轮状病毒感染事件为研

究对象,共涉及8 560个病例,男4 360例,女4 200例;年龄 4 个月 ~ 50 岁,平均(19. 05 ± 1. 05)岁。其中

1 084例出现腹泻症状,其他为密切接触者,出现腹泻

的病例,病程 <7d,排便次数超过 3 次 / d,粪便常规检

查显示,一个高倍镜视野中白细胞数 <10 个。1. 2　方法　流行病学调查:所有受试者均接受流行

病学调查,调查方法参照《感染性腹泻病流行病学

个案调查表》 [5]中相关内容,填写病历资料调查表,对获取数据进行整理、统计和总结,分析流行病学

特征及其存在的危险因素。病学学检查:采集所有出现腹泻症状的病例及

密切接触者大便、呕吐物等样本,采用逆转录聚合

酶链反应(RT - PCR)技术进行基因检测,同时行粪

便常规和有形成分镜检。判断标准[6]: 腹泻明显,黄色水样便,无粘液及

脓血便,伴恶心,呕吐,腹痛及乏力;实验室常规检

查血白细胞大致正常或稍偏高,分淋巴细胞增多;大便外观稀水样便,镜检多无异常,少数可见少量

白细胞;粪便作免疫电镜检查可检出轮状病毒颗粒。1. 3　统计学方法　采用 SPSS 22. 0 软件对研究进

行统计分析。计量资料以(x ± s)表示,采用 t 检验,计数资料以例数或% 表示,组间比较采用卡方检

验。 P < 0. 05 表示组间两两比较差异有统计学

意义。

2　结　果

2. 1　轮状病毒感染检出结果　 286 起轮状病毒感

染事件中,165 起为聚集性暴发感染。涉及的8 560

例研究对象中, 轮状病毒阳性率为 47. 17%(4 038 / 8 560),1 084例出现腹泻症状者标本均呈阳性;5 个月 ~ 18 岁儿童检出率为 58. 13% (3 540 /6 090),成人检出率为 20. 16% (498 / 2 170);儿童轮状病毒感染多由 A 组轮状病毒引起(A 组轮状病毒100. 00% ,3 540 / 3 540),成人轮状病毒感染多由 B组轮状病毒引起(B 组轮状病毒阳性占 97. 59% ,486 / 498);轮状病毒阳性病例中儿童占 87. 67%(3 540 / 4 038) 19 ~ 50 岁占 12. 33% (498 / 4 038),轮状病毒感染年龄资料分布情况比较差异有统计学意义(χ2 = 115. 520,P < 0. 05);G1 ~ G3 分型检出率较高。2. 2　轮状病毒感染病例临床症状分布　 4 038例轮状病毒感染病例主要临床症状有腹泻、呕吐、发热、脱水及腹痛,其中前 3 个症状发生率最高(表 1)。

表 1　轮状病毒感染病例临床症状分布(n = 4 038)Table 1　 Distribution of clinical symptomsof rotavirus infection cases(n = 4 038)

症状病例数构成比(% )

腹泻 3 795 93. 98呕吐 3 674 90. 99发热 3 482 86. 23脱水 2 907 71. 99腹痛 1 056 26. 15

2. 3　轮状病毒感染季节分布　 10 ~ 12 月、1 ~ 3 月

轮状病毒感染发生率最高(表 2)。表 2　轮状病毒感染季节分布(n = 4 038)

Table 2　 Season distribution of rotavirus infection(n = 4 038)时间病例数构成比(% )

4 ~ 6 月 686 16. 997 ~ 9 月 726 17. 9810 ~ 12 月 1 532 37. 941 ~ 3 月 1 094 27. 09

合计 4 038 100. 00

2. 4　轮状病毒感染危险因素分析　儿童吮指习惯、饮食不健康及家庭内感染处置不当等原因导致的

轮状病毒感染占比较高(表 3)。表 3　轮状病毒感染危险因素分析(n = 4 038)

Table 3　 Analysis of risk factors of rotavirus infection(n = 4 038)因素病例数构成比(% )

饮食不健康 2 208 54. 68家居农村 1 251 30. 98儿童吮指习惯 2 503 61. 99饮用水受污染 2 184 54. 09家庭内感染处置不当 2 437 60. 35医院预防措施不佳 1 534 37. 99

3　讨　论

轮状病毒是无包膜的呼肠孤病毒,由三层衣壳


结构构成。完整的轮状病毒才能引发感染,该病毒

的感染过程是多受体介导、多步骤参与的复杂过

程,感染者传染持续时间一般在 1 周以上,主要通过

粪 - 口途径传播,病毒数达到 10 个以上即可感

染[7]。幼托机构、学校、家庭及医院等是聚集暴发

主要场所。研究对内蒙古呼和浩特地区 286 起轮状

病毒感染事件进行流行病学调查,发现8 560例调查

对象中轮状病毒感染阳性 4 038 例, 阳性率为

47. 17% ,其中1 084例出现腹泻症状者标本均呈阳

性,165 起为聚集性暴发感染。 4 038例轮状病毒阳

性者男女性别分布情况(2 106 / 1 932)比较无显著

差异。根据不同的抗原性可将轮状病毒会分成多个

组,轮状病毒 A 组的主要感染人群是婴幼儿,B 组

主要见于成年人,C 组主要引起散发感染。乳糖酶

是该病毒受体,婴幼儿肠道粘膜中含有很多乳糖

酶,所以婴幼儿是轮状病毒的易感染人群,需进行

针对性治疗及处理[8]。研究中,5 个月 ~ 18 岁儿童

轮状病毒感染阳性检出率为 58. 13% ,显著高于成

人检出率(20. 16% ),轮状病毒感染病例中儿童占

比高达占 87. 67% ,与成人阳性病例(12. 33% )比较

有显著差异,与儿童易受轮状病毒感染的结果相切

合。轮状病毒感染有明显的临床症状,均表现为不

同程度腹泻、呕吐、发热、脱水及腹痛等症状,尤其

腹泻和呕吐症状更加明显[9]。引发轮状病毒感染

的原因较多,除了病毒生物学特性和传播特征以

外,排泄物处置不及时、不彻底会增加感染风险,频繁接触感染患者也会主要原因之一;幼儿吮手指的

不良习惯可能是导致其轮状病毒感染率高的主要

原因,医院预防措施不佳、儿童护理知识水平低等

会增加医院暴发感染发生率[10-13]。研究还发现,轮状病毒感染时间主要聚集在 10 ~ 12 月、1 ~ 3 月两

个时间段(37. 94% 、27. 09% ),即秋冬季节是轮状

病毒感染高发时间,主要与呼和浩特地区该时间段

处于寒冷气候有关。血清基因型检测结果显示,G1 ~ G3 分型检出率较高,与近几年国内多数地区

报道数据相似,是轮状病毒常见重要型别[14-15]。2017 年 12 月至 2020 年 12 月在呼和浩特地区

发生的 286 起轮状病毒感染事件中暴发性感染占比

较高,儿童是易感人群,排泄物处理不当、儿童不良

生活习惯及感染防护意识低等是该病毒感染主要

原因。感染患者均表现为不同程度腹泻、呕吐、发热等症状,秋冬季节是感染高发时间段,应做好预

防措施。目前,仍缺乏治疗轮状病毒感染的主要特

效药,故提高环境卫生、儿童及时接种疫苗是重要

预防措施,另外,应加强轮状病毒感染筛查工作,严格控制传染源。利益冲突　所有作者均声明不存在利益冲突

参考文献

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基金项目:河北省重点研发计划自筹项目(162777231)第一作者简介:马永峰,硕士研究生,副主任医师,主要研究方向:肺癌防治

·调查研究·

肺癌患者感染病原菌分布耐药性及预防策略马永峰1,要莉莉2,刘利1,张银文1,蒋浩1,谢荣景1,毛晓博1

1. 河北省沧州市人民医院胸外科;河北沧州　 061000;2. 河北省沧州市人民医院重症医学科

摘要:目的　研究肺癌患者感染病原菌分布及耐药性,并分析其预防策略。方法　选择 2017 年 1 月到 2021 年 1 月

在沧州市人民医院治疗的肺癌伴感染患者 312 例作为研究对象,采集患者下呼吸道分泌物、大小便等进行病原体培

养和药敏试验;分析病原菌的分布、耐药性,并制定相应的预防策略。结果　 312 例患者中,呼吸道感染 165 例

(52. 88% ),口咽部感染 79 例(25. 32% ),泌尿道感染 68 例(21. 80% ),以呼吸道感染占比最高。 312 例患者中共检

测出 398 株病原菌;其中共发现革兰氏阳性菌共 212 株(53. 27% ),其中表皮葡萄球菌(15. 58% )、金黄色葡萄球菌

(13. 07% )占比较高;革兰氏阴性菌 175 株,其中肺炎克雷伯菌(15. 94% )、大肠杆菌(10. 05% )所占比例较大。表皮

葡萄球菌、金黄色葡萄球等革兰阳性菌对常用抗菌药均具有较高的耐药性,对阿米卡星、庆大霉素和青霉素的耐药

率均超过 50% ,对万古霉素较为敏感。肺炎克雷伯、大肠杆菌等革兰阴性菌对常用抗菌药均具有较高的耐药性,对头孢吡污、头孢唑林的耐药率均超过 50% ,对亚胺培南 /西司他丁、亚胺培南 /西司他丁较为敏感。 11 株真菌中,对氟

康唑耐药 4 例,耐药性为 36. 36% ;对伊曲康唑耐药 3 例,耐药性为 27. 27% ;对酮康唑和伏立康唑耐药 0 例,耐药性

为 0. 00% 。结论　该院肺癌感染患者病原菌的分布及菌株耐药性具有一定的特点,其中革兰阳性菌感染以表皮葡

萄球菌、金黄色葡萄球菌为主,革兰阴性菌感染以肺炎克雷伯菌、大肠杆菌为主,亦存在少量真菌感染;因此临床上

应加强病原学、耐药性监测,加强医院消毒管理,根据患者的药敏结果合理使用抗菌药,从而提高治疗效果,降低感

染风险。关键词:肺癌;感染;病原菌分布;耐药性;预防策略


Distribution drug resistance and prevention strategy of infectionpathogens in lung cancer patients

MA Yongfeng1,YAO Lili 2,LIU Li 1,ZHANG Yinwen1,JIANG Hao 1,XIE Rongjing1,MAO Xiaobo 1

1. Department of Thoracic Surgery,Cangzhou People′s Hospital,Cangzhou,Hebei　 061000,China;2. Department of Critical Medicine,Cangzhou People′s Hospital,　 Cangzhou,　 Hebei　 061000,China

Abstract:　 Objective　 To study the distribution and drug resistance of pathogens in patients with lung cancer,and analyzethe prevention strategies. 　 Methods　 A total of 312 cases of lung cancer patients with infection treated in our hospital fromJanuary 2017 to January 2021 were selected as the research objects. The lower respiratory tract secretions,urine and feceswere collected for pathogen culture and drug sensitivity test;the distribution and drug resistance of pathogens were analyzed,and the corresponding prevention strategies were formulated. 　 Results　 Of the 312 patients,165 (52. 88% ) had respiratorytract infection,79 (25. 32% ) had oropharyngeal infection, and 68 (21. 80% ) had urinary tract infection. The highestproportion was respiratory infection. Among the 312 patients,398 pathogens were detected of which 212 Gram-positivebacterias (53. 27% ) were found of which Staphylococcus epidermidis ( 15. 58% ) and Staphylococcus aureus ( 13. 07% )accounted for a relatively high proportion. Among 175 Gram-negative strains,Klebsiella pneumoniae(15. 94% ) and E. coli(10. 05% ) accounted for a large proportion. The resistance rate of Gram-positive bacteria, such as Staphylococcusepidermidis and Staphylococcus aureus,to amikacin,gentamicin and penicillin,was more than 50% ,which was sensitive tovancomycin. Gram negative bacteria such as Klebsiella pneumoniae and E. coli have high resistance to common antibiotics,and the drug resistance rate to cefepime and cefazolin is more than 50% ,and sensitive to imipenem / cilastatin and imipenem /cilastatin. Among 11 fungi,4 cases were resistant to fluconazole,36. 36% ,3 to itraconazole,27. 27% ,0 to ketoconazole and


voriconazole,0. 00% . 　 Conclusion　 The distribution and drug resistance of pathogenic bacteria in patients with lung cancerinfection in our hospital have certain characteristics,in which Gram-positive bacteria are mainly Staphylococcus epidermidisand Staphylococcus aureus,Gram-negative bacteria are mainly Klebsiella pneumoniae and Escherichia coli,and there are alsoa small number of fungal infections. Therefore,we should strengthen the monitoring of etiology and drug resistance, andstrengthen the management of hospital disinfection Drug sensitivity results of patients, rational use of antibiotics, so as toimprove the treatment effect and reduce the risk of infection.Keywords:Lung cancer;Infection;Pathogen distribution;Drug resistance;Prevention strategy

　　肺癌是我国目前导致死亡人数最多的癌症之

一,每年因肺癌死亡的人数接近 100 万。放化疗作

为肺癌患者治疗的主要治疗手段,且容易损伤患者

正常细胞,造成机体免疫力下降,很难抵抗外界的

细菌感染[2-3]。临床数据分析证明,肺癌患者出现

病原菌感染的部位中肺部感染最为常见[4]。然而

引起肺癌患者感染的病原菌大多对抗生素产生了

一定的耐药性,造成患者临床治疗较为困难,因此,掌握肺癌患者感染的病原菌分布及其耐药性特点

对于临床抗生素的合理选择及提前预防意义重

大[5-6]。通过分析沧州市人民医院肺癌患者发生病

原菌感染的分布及其耐药性特点,分析其预防策

略,从而为控制病原菌感染及临床合理用药提供理

论基础。

1　对象与方法

1. 1　资料来源　选择 2017 年 1 月到 2021 年 1 月

在沧州市人民医院治疗的肺癌伴感染患者 312 例作

为研究对象,其中男 205 例,女 107 例;年龄范围

45 ~81 岁,平均年龄(62. 8 ± 10. 5)岁;住院时间 18~ 63d,平均住院时间(40. 8 ± 9. 8)d;所有肺癌伴感

染患者均经病理学及细菌学检查证实。采集患者

下呼吸道分泌物、大小便等进行病原体培养和药敏

试验,剔除同一患者反复分离到的相同细菌。纳入

标准:患者均知情同意,并该院伦理委员会批准;经病理学诊断为肺癌,细菌学诊断为感染患者。排除

标准:肿瘤发生转移,或未确诊肺癌者;临床资料不

完整;合并其他部位感染;有长期抗生素使用史或

激素使用史。1. 2　研究方法

1. 2. 1　病原菌的鉴定　取患者呼吸道分泌物 1mL或大小便 1g,将其溶于 99mL 灭菌生理盐水中,充分

震荡摇匀,按照《临床细菌学实验室操作指南》 [7] 进

行病原菌的分离、培养和鉴定,根据不同标本来源

的技术规范要求进行细菌接种,培养基分离培养,放置于合适的条件下经过 24h 培养后获得培养物,配置成纯菌液,放入微生物全自动鉴定仪进行病原

菌鉴定分型,经过计算机自动扫描、读取、分析,形

成鉴定报告。菌株由卫生部临床检验中心提供,表皮葡萄球菌 ATCC35984、金黄色葡萄球菌

ATCC25923、肺炎链球菌 ATCC49619、溶血性链球菌

ATCC21059、肠球菌 ATCC29212 / ATCC51559、肺炎

克雷伯菌 ATCC13883、大肠杆菌 ATCC25922、鲍氏

不动杆菌 ATCC BAA - 1605、铜绿假单胞菌

ATCC15442、产气肠杆菌 ATCC51697、真菌

ATCC90538。 OXOID 抗生素药敏纸片、各种培养

基、染液等购自北京兰伯瑞生物技术有限公司,GENIII MicroStation 自动快速微生物鉴定分析仪购自美

国 Biolog 公司,MicroScan WalkAway plus 96 / 40 全自

动微生物鉴定与药敏分析系统购自美国贝克曼库

尔特公司。1. 2. 2　药敏试验　采用国际标准纸片扩散法对代

表性病原菌(革兰阳性和革兰阴性)进行药敏试验,利用微生物药敏分析系统进行结果分析,药物敏感

性结果按照我国临床和实验室标准协会(Clinicaland Laboratory Standards Institute,CLSI)制定的标准

进行判定,分为敏感、耐药和中介三种等级。敏感:常规用药剂量所得到的血药浓度是细菌最低抑菌

浓度(minimum inhibitory concentration,MIC)的 5 倍

以上;耐药:细菌 MIC 高于血液、体液中可能达到的

浓度;中介:MIC 接近于血液、体液中的药物浓度,治疗的反应率低于敏感菌株。1. 3　观察指标　分析患者感染病原菌分布、耐药

性,并制定相应的预防策略。1. 4　统计学方法　采用 SPSS 21. 0 软件对全部数

据进行统计学分析。

2　结　果

2. 1　肺癌感染部位　 312 例患者中,呼吸道感染

165 例(52. 88% ),口咽部感染 79 例(25. 32% ),泌尿道感染 68 例 (21. 80% ),以呼吸道感染占比

最高。2. 2　病原菌感染分布　 312 例患者中共检测出 398株病原菌;其中共发现革兰氏阳性菌共 212 株

(53. 27% ),其中表皮葡萄球菌(15. 58% )、金黄色

葡萄球菌(13. 07% )占比较高;革兰氏阴性菌 175


株,其中肺炎克雷伯菌 ( 15. 94% )、大肠杆菌

(10. 05% )所占比例较大(表 1)。2. 3　革兰氏阳性菌的耐药分析　表皮葡萄球菌、金黄色葡萄球等革兰阳性菌对常用抗菌药均具有较

高的耐药性,对阿米卡星、庆大霉素和青霉素的耐

药率均超过 50% ,对万古霉素较为敏感(表 2)。2. 4　革兰氏阴性菌的耐药性分析　肺炎克雷伯、大肠杆菌等革兰阴性菌对常用抗菌药均具有较高的

耐药性,对头孢吡污、头孢唑林的耐药率均超过

50% ,对亚胺培南 /西司他丁、头孢哌酮 /舒巴坦较为

敏感(表 3)。2. 5　真菌的耐药性分析　 11 株真菌中,对氟康唑

耐药 4 例,耐药性为 36. 36% ;对伊曲康唑耐药 3例,耐药性为 27. 27% ;对酮康唑和伏立康唑耐药 0例,耐药性为 0. 00% 。

表 1　病原菌分布情况　 [n(% )]Table 1　 Distribution of pathogens　 [n(% )]

病原菌株数比例

革兰阳性菌 212 53. 27表皮葡萄球菌 68 17. 09金黄色葡萄球菌 52 13. 07肺炎链球菌 31 7. 79溶血性链球菌 23 5. 78肠球菌 18 4. 52其他 20 5. 02革兰阴性菌 175 44. 97肺炎克雷伯菌 62 15. 58大肠杆菌 40 10. 05鲍氏不动杆菌 32 8. 04铜绿假单胞菌 23 5. 78产气肠杆菌 10 2. 51其他 8 2. 01真菌 11 2. 76

表 2　革兰氏阳性菌的耐药分析　 [n(% )]Table 2　 Analysis of drug resistance of gram positive bacteria　 [n(% )]

抗菌药物金黄色葡萄球菌(n = 68) 表皮葡萄球菌(n = 52) 肺炎链球菌(n = 31) 溶血性链球菌(n = 23) 肠球菌(n = 18)

阿米卡星 48(70. 59) 28(53. 85) 18(58. 06) 12(52. 17) 17(94. 44)庆大霉素 50(73. 53) 27(51. 92) 19(61. 29) 13(56. 52) 17(94. 44)青霉素 63(92. 65) 51(98. 08) 25(80. 65) 20(86. 96) 10(55. 56)苯唑西林 36(52. 94) 13(25. 00) 13(41. 94) 5(21. 74) 14(77. 78)万古霉素 0(0. 00) 0(0. 00) 0(0. 00) 0(0. 00) 0(0. 00)环丙沙星 33(48. 53) 22(42. 31) 12(38. 71) 8(34. 78) 3(16. 67)四环素 22(32. 35) 14(26. 92) 12(38. 71) 7(30. 43) 12(66. 67)

表 3　革兰氏阴性菌的耐药分析　 [n(% )]Table 3　 Analysis of drug resistance of gram negative bacteria　 [n (% )]

抗菌药物肺炎克雷伯菌(n = 62) 大肠杆菌(n = 40) 鲍氏不动杆菌(n = 32) 铜绿假单胞菌(n = 23) 产气肠杆菌(n = 10)

阿米卡星 9(14. 52) 14(35. 00) 12(37. 50) 7(30. 43) 3(30. 00)庆大霉素 26(41. 93) 21(52. 50) 14(43. 75) 10(43. 48) 4(40. 00)哌拉西林 32(51. 61) 30(75. 00) 13(40. 63) 10(43. 48) 4(40. 00)亚胺培南 /西司他丁 6(9. 68) 4(13. 33) 7(21. 88) 4(17. 39) 1(10. 00)环丙沙星 25(40. 32) 21(70. 00) 14(43. 75) 9(39. 13) 3(30. 00)头孢唑林 35(56. 45) 30(75. 00) 19(59. 38) 18(56. 25) 7(70. 00)头孢吡污 32(51. 61) 23(76. 67) 17(53. 13) 19(82. 61) 6(60. 00)头孢哌酮 /舒巴坦 7(11. 29) 5(16. 67) 5(15. 63) 3(13. 04) 3(30. 00)

3　讨　论

肺癌是导致全球死亡人数最多的癌症之一,严重影响患者的生活质量,并给患者本人和家属带来

沉重的财务负担和精神伤害[8]。随着医疗技术的

发展,肺癌患者的治疗方式越来越多,然而,大多数

患者因放疗、化疗导致机体免疫系统受到损伤,容易被外界的病原菌感染,严重者甚至危及生命[9]。近年来多种抗菌药物的开发和广泛使用,导致了耐

药菌株递增,为临床工作者的抗感染治疗带来了巨

大困难[10]。研究患者病原菌的分布及及其耐药趋

势具有重要研究意义。

医院作为肺癌患者最容易感染的地方,医院病

原菌构成复杂,患者易感因素较多,生理状态、病理

情况、治疗方式、抗生素均是影响患者发生感染的

重要因素[11]。因此,对于不同医疗机构可能存在不

同的病原菌分布特点,制定出具有针对性的合理用

药计划,对于肺癌患者意义重大。研究发现 312 例

患者中,呼吸道感染占比最高;398 株病原菌中革兰

氏阳性菌共 212 株(53. 27% ),表皮葡萄球菌和金

黄色葡萄球菌占比较高;革兰氏阴性菌 175 株中肺

炎克雷伯菌、大肠杆菌、所占比例较大。其原因可

能是肺癌患者各种侵入式检查会一定程度损伤口

腔黏膜,增加呼吸道感染概率;同时肺癌患者手术


及放化疗会一定程度上损伤粒细胞、淋巴细胞功

能,造成患者的免疫功能下降,进一步增加呼吸道感染的概率[12]。

耐药性分析结果发现,表皮葡萄球菌、金黄色

葡萄球等革兰阳性菌对常用抗菌药均具有较高的

耐药性,对阿米卡星、庆大霉素和青霉素的耐药率

均超过 50% ,未发现对万古霉素耐药的菌株,其可

以作为抗菌治疗的最后一道防线。肺炎克雷伯、大肠杆菌等革兰阴性菌对常用抗菌药均具有较高的

耐药性,对头孢吡污、头孢唑林的耐药率均超过

50% ;这可能是由于这些革兰阴性菌能够产生 β -内酰胺酶,对 β - 内酰胺类抗菌药产生很强的耐药

性。而肺炎克雷伯、大肠杆菌等革兰阴性菌对亚胺

培南 /西司他丁、头孢哌酮 /舒巴坦较为敏感。说明

这两种药物可作为革兰阴性菌感染治疗的首选药

物,这可能是舒巴坦能够抑制 β -内酰胺酶有关,亚胺培南 /西司他丁的结构不容易受到 β - 内酰胺酶

影响,可作为革兰阴性菌严重感染治疗的推荐药

物[14]。但是因亚胺培南 /西司他丁容易损伤神经系统,在老年人群中使用需要谨慎。此外,研究发现

肺癌感染患者中真菌占一定的比例,且这些真菌对

于氟康唑耐药性高,而对酮康唑和伏立康唑较为敏

感。这可能肺癌患者自身机体免疫力下降,治疗过

程中不规范使用抗菌药导致菌群移位,让其暴露在

真菌感染风险中,因此,预防真菌感染同样需要引

起肺癌患者重视,临床需要加强管理[15-16]。针对该院肺癌感染患者的病原菌及耐药性分

析,应采取以下预防措施[17-19]:(1)定期对病房消毒通风,保持医院环境干净整洁;(2)提高医护人员的

无菌观念,降低患者被感染风险;(3)对患者进行针

对性的营养支持,提高其免疫力,必要时可给予免

疫调节制剂;(4)定期检测病原菌的种类、分布及其

耐药性变化;(5)对医疗器械实施严格的消毒管理,可采用 PDCA 管理模式,降低院内感染发生率;(6)对于吸烟者应劝其戒烟,适当的锻炼身体提高免

疫力。综上所述,该院肺癌感染患者病原菌的分布及

菌株耐药性具有一定的特点,其中革兰阳性菌感染

以表皮葡萄球菌、金黄色葡萄球菌为主,革兰阴性

菌感染以肺炎克雷伯菌、大肠杆菌为主,亦存在少

量真菌感染;因此临床上应加强病原学、耐药性监

测,加强医院消毒管理,根据患者的药敏结果合理

使用抗菌药,从而提高治疗效果,降低感染风险。利益冲突　所有作者均声明不存在利益冲突

参考文献

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第一作者简介:李武武,硕士,主治医师,主要研究方向:肺部感染

·调查研究·

2018—2019 年内蒙古自治区老年病毒性肺炎的流行病学分析

李武武,包萨日娜

内蒙古自治区人民医院呼吸与危重症医学科,呼和浩特　 010017

摘要:目的　探讨内蒙古自治区老年病毒性肺炎流行病学特征并分析病原学分布,为防治老年病毒性肺炎提供参

考。方法　选取 2018 年 1 月至 2019 年 12 月内蒙古自治区人民医院收治的老年肺炎患者 797 例为研究对象,所有

患者均经呼吸道病毒病原学检测,根据检测结果分为阳性组 345 例、阴性组 452 例。分析阳性组患者病原学特征,比较两组合并基础疾病情况、临床特征、实验室指标、不同季节分布情况。结果　阳性组 345 例患者中单一病毒感染

319 例,占 92. 46% ,主要为流感病毒 221 例,占比 64. 06% ,其次为副流感病毒 42 例,占比为 12. 17% ;合并两种及以

上病毒感染 26 例,占 7. 54% ,主要为流感病毒 +副流感病毒 15 例,占比 4. 35% ;阳性组患者合并糖尿病、心脑血管

病、恶性肿瘤率均明显高于阴性组(P < 0. 01);两组患者临床特征均以发热、咳嗽为主,但比较差异无统计学意义(P> 0. 05);阳性组患者 Lym 高于阴性组(P < 0. 01),CRP、PCT 均明显低于阴性组(P < 0. 01);阳性组患者冬季发病率

明显高于阴性组(P < 0. 01),春季明显低于阴性组(P < 0. 01)。结论　内蒙古自治区老年病毒性肺炎合并基础疾病

多,临床症状不典型,冬季高发,病毒病原学多以流感病毒、副流感病毒感染为主,鉴别病毒性肺炎可参考 Lym、CRP、PCT 等实验室指标。关键词:老年;病毒性肺炎;流行病学


Epidemiological analysis of elderly viral pneumonia in InnerMongolia Autonomous Region in 2018 -2019

LI Wuwu,BAO SarinaDepartment of Respiratory and Critical Care Medicine,People′s Hospital of Inner Mongolia Autonomous

Region,Hohhot　 010017,China

Abstract:　 Objective 　 To investigate the epidemiological characteristics of elderly viral pneumonia in Inner MongoliaAutonomous Region from 2018 to 2019 and analyze the pathogenic distribution,and to provide reference for the preventionand treatment of elderly viral pneumonia. 　 Methods　 A total of 797 elderly patients with viral pneumonia admitted to ourhospital from January 2018 to December 2019 were enrolled as the research subjects. All patients were tested for respiratoryviral pathogens. According to the test results,the patients were divided into two groups,positive group (n = 345) and negativegroup (n = 452). The pathogenic characteristics of patients in the positive group were analyzed. The combined basic diseases,clinical characteristics,laboratory indicators,and distribution of viral pneumonia in different seasons were compared betweenthe two groups. 　 Results　 Among the 345 patients in the positive group,319 (92. 46% ) were infected with single virus,mainly influenza virus (n = 221,64. 06% ),followed by parainfluenza virus (n = 42,12. 17% ). There were 26 cases infectedwith two or more viruses, accounting for 7. 54% ,mainly influenza virus + parainfluenza virus ( n = 15,4. 35% ). Theproportion of patients complicated with diabetes,cardiovascular and cerebrovascular diseases,and malignant tumors in thepositive group was significantly higher than that in the negative group (P < 0. 05). The clinical characteristics of both groupswere mainly fever and cough,with no significant difference (P > 0. 05). The Lym value of the positive group was higher thanthat of the negative group (P < 0. 05),while CRP and PCT values were significantly lower than those of the negative group(P < 0. 05). The incidence rate in the positive group was significantly higher than that in the negative group in winter (P <0. 01),and it was significantly lower than that in the negative group in spring (P < 0. 01). 　 Conclusion　 In Inner Mongolia


Autonomous Region, elderly patients with viral pneumonia are complicated with many basic diseases, but the clinicalsymptoms are not typical,with high incidence in winter. The infection is mainly caused by influenza virus and parainfluenzavirus. Laboratory indicators such as Lym,CRP and PCT can be used to identify viral pneumonia.Keywords:Elderly people;Viral pneumonia;Epidemiology

　　病毒性肺炎是由上呼吸道病毒感染朝下蔓延

累及肺部导致的肺部炎症。常见病毒包括流感病

毒 ( Influenza virus, FluV )、呼吸道合胞病毒

(Respiratory syncytial virus,RSV)以及副流感病毒

(Parainfluenza virus,PIV)等。随着我国近年来人口

老龄化形式越加严峻,老年群体因免疫力低下且常

合并多种基础疾病,更易受到病毒攻击而发生病毒

性肺炎[1]。调查显示[2],受病毒感染后气道功能改

变、气道上皮受损、受体暴露以及固有免疫功能等

因素影响,老年病毒性肺炎患者病情更中,预后较

差。病毒性肺炎具传播性,且部分病毒还具有高致

死性,不仅极大地威胁人类健康,影响社会公共卫

生事业,还给社会经济造成较大负担。内蒙古自治

区位于我国偏西北方,气候干燥寒冷,冬春季节持

续时间较长,是呼吸系统疾病高发地区[3]。但目前

关于内蒙古自治区老年病毒性肺炎的流行病学及

病原学特征的研究较少。故对内蒙古自治区人民

医院收治老年病毒性肺炎患者进行综合分析,为临

床防治老年病毒性肺炎提供参考。

1　对象与方法

1. 1　资料来源　选取 2018 年 1 月至 2019 年 12 月

该院收治的老年肺炎患者 797 例为研究对象,所有

患者均经呼吸道病毒病原学检测,根据检测结果分

为阳性组 345 例、阴性组 452 例。诊断标准:参照

《内科疾病诊断标准》 [4]。纳入标准:①年龄≥65岁;②符合肺炎诊断标准者。排除标准:①未经呼

吸道病毒病原学检查者;②临床病案资料不完整

者。阳性组中男 214 例,女 131 例;年龄 66 ~ 81 岁,平均年龄(74. 51 ± 4. 26)岁。阴性组中男 286 例,女 166 例;年龄 65 ~ 79 岁,平均年龄(74. 29 ± 4. 33)岁。两组患者性别、年龄比较无明显差异 ( P >0. 05),有可比性。患者均签署知情同意书,本研究

经医院伦理委员会批准。1. 2　方法　标本采集与保存:所有患者入院首日在

接受抗生素治疗前由经过专业培训的临床医师使

用鼻咽拭子采集咽拭子标本,置于装生理盐水的采

样管中,于 2 h 内送检。直接荧光免疫法测病毒抗原:向采样管中加入

3 mL 磷酸盐缓冲液, 稍振荡后洗脱细胞,2 500 r / min离心 8 min,弃去上清液,再用磷酸盐缓

冲液反复洗涤 3 次,加 1 mL 磷酸盐缓冲液,制备细

胞悬液,吸取 25 μL 悬液分别点于 6 个玻片孔内,制片后在显微镜下湿片观察,合格标本标准为每个视

野中可见大量细胞并包含柱状上皮细胞。使玻片

自然晾干,采用冷丙酮固定 10 min。在每孔中加入

1 滴含 FluV、RSV、PIV、腺病毒(Adenovirus,ADV)、鼻病毒 ( Rhinovirus, RV ) 以及巨细胞病毒

(Cytomegalovirus,CMV)的对应抗体 DFA 染色试剂,在对照孔添加对应 DFA 试剂,37℃ 环境中孵育 30min,孵育结束后洗涤 4 次,加封固液封片,使用上海

普丹光学仪器有限公司生产的 FM - 200 双目荧光

显微镜观察结果。1. 3　评价指标　阳性组患者病原学特征:根据直接

荧光免疫法测病毒抗原检测结果分析内蒙古自治

区老年病毒性肺炎患者病原学特征。基础疾病:比较两组患者合并基础疾病情况。临床特征:分析比

较两组患者临床表现、症状特征。实验室指标:分析比较两组患者常规实验室检查指标水平。季节

分布情况:比较两组患者在不同季节中分布情况。1. 4　统计学方法　采用 SPSS 20. 0 软件统计分析,计量资料以( x ± s )形式表示,多组间比较计量资

料采用单因素方差分析,两两比较采用 Snk - q 检

验,检验水准以 P < 0. 05 表示组间两两比较差异有

统计学意义。

2　结　果

2. 1　阳性组患者病原学分布　阳性组 345 例患者

中单一病毒感染 319 例,占 92. 46% ,主要为流感病

毒 221 例,占比 64. 06% ,其次为副流感病毒 42 例,占比为 12. 17% ;合并两种及以上病毒感染 26 例,占 7. 54% ,主要为流感病毒 + 副流感病毒 15 例,占比 4. 35% (表 1)。2. 2　合并基础疾病情况　阳性组患者合并糖尿病、心脑血管病、恶性肿瘤率均明显高于阴性组(P <0. 05)(表 2)。2. 3　临床特征比较　两组患者临床特征均以发热、咳嗽为主,但组间两两比较差异无统计学意义(P >0. 05)(表 3)。2. 4　实验室指标比较　阳性组患者 Lym 高于阴性

组(P < 0. 05),CRP、PCT 均明显低于阴性组(P <0. 05)(表 4)。


2. 5　季节分布情况比较　阳性组患者冬季发病率

明显高于阴性组(P < 0. 01),春季明显低于阴性组

(P < 0. 01)(表 5)。表 1　阳性组患者病原学分布

Table 1　 Pathogenic Distribution of patients in positivegroup

病毒类型例数占比(% )

单一病毒

FluV 221 64. 06

PIV 42 12. 17

RSV 26 7. 54

ADV 14 4. 06

RV 11 3. 19

CMV 5 1. 45

合计 319 92. 46

混合感染

FluV + PIV 15 4. 35

FluV + RSV 7 2. 03

PIV + ADV 3 0. 87

PIV + RSV 1 0. 29

合计 26 7. 54

表 2　合并基础疾病情况　 [n(% )]Table 2　 Basic diseases　 [n(% )]

基础疾病阳性组

(n = 345)阴性组

(n = 452) χ2 值 P 值

支气管哮喘 21(6. 09) 29(6. 42) 0. 01 0. 85

心脑血管疾病 65(18. 84) 42(9. 29) 15. 31 < 0. 01

糖尿病 76(22. 03) 33(7. 30) 35. 91 < 0. 00

血液系统疾病 7(2. 03) 11(2. 43) 0. 15 0. 70

肝病 15(4. 35) 18(3. 98) 0. 23 0. 63

肾病 13(3. 77) 10(2. 21) 1. 69 0. 19

自身免疫性疾病 6(1. 74) 8(1. 77) 0. 01 0. 97

恶性肿瘤 29(8. 41) 6(1. 33) 23. 32 < 0. 01

表 3　临床特征比较　 [n(% )]Table 3　 Comparison of clinical features　 [n(% )]

临床症状阳性组

(n = 345)阴性组

(n = 452) χ2 值 P 值

发热 284(82. 32) 379(83. 85) 2. 15 0. 64

咳嗽 251(72. 75) 344(76. 11) 0. 64 0. 58

鼻塞 199(57. 68) 243(53. 76) 1. 22 0. 78

流涕 185(53. 62) 230(50. 88) 1. 17 0. 50

咽痛 233(67. 54) 312(69. 03) 0. 58 0. 18

头痛 175(50. 72) 226(50. 00) 1. 71 0. 33

恶寒 160(46. 38) 240(53. 10) 0. 84 0. 45

腹泻 98(28. 41) 135(29. 87) 1. 49 0. 52

呕吐 41(11. 88) 60(13. 27) 0. 30 0. 13

扁桃体肿大 187(54. 20) 260(57. 52) 0. 82 0. 36

肌肉酸痛 148(42. 90) 192(42. 48) 0. 74 0. 60

表 4　实验室指标比较( x ± s )Table 4　 Comparison of laboratory indexes( x ± s )

实验室指标阳性组

(n = 345)阴性组

(n = 452) χ2 值 P 值

WBC(109 / L) 7. 21 ± 1. 34 7. 08 ± 1. 40 1. 33 0. 18

Lym(109 / L) 1. 86 ± 0. 53 2. 03 ± 0. 71 3. 73 0. 00

HCT(% ) 40. 22 ± 6. 78 40. 53 ± 6. 90 0. 63 0. 53

HBG(g / L) 136. 78 ± 25. 39 134. 47 ± 24. 97 1. 29 0. 20

PLT(109 / L) 230. 76 ± 45. 11 233. 97 ± 47. 18 0. 96 0. 33

LDH(U / L) 220. 57 ± 36. 52 217. 69 ± 35. 90 1. 11 0. 27

ALB(g / L) 39. 41 ± 6. 11 40. 51 ± 6. 25 2. 63 0. 09

BUN(mmol / L) 4. 69 ± 1. 03 4. 58 ± 1. 12 1. 44 0. 16

Glu(mmol / L) 5. 47 ± 1. 53 5. 60 ± 1. 61 1. 15 0. 25

ESR(mm / h) 43. 15 ± 6. 78 44. 26 ± 7. 13 2. 24 0. 03

CRP(mg / dL) 20. 13 ± 4. 28 59. 11 ± 12. 51 55. 45 < 0. 01

PT(S) 12. 58 ± 1. 67 12. 42 ± 1. 72 1. 33 0. 19

APTT(S) 40. 60 ± 3. 96 40. 27 ± 4. 05 1. 15 0. 25

PCT(ug / L) 2. 60 ± 0. 74 6. 68 ± 2. 03 39. 44 < 0. 01

血钾(mmol / L) 6. 30 ± 1. 57 6. 44 ± 1. 63 1. 23 0. 22

血钠(mmol / L) 132. 51 ± 16. 78 133. 69 ± 17. 22 0. 97 0. 33

表 5　季节分布情况比较　 [n(% )]Table 5　 Comparison of seasonal distribution　 [n(% )]

组别 n 春季夏季秋季冬季

阳性组 345 80(23. 19) 40(11. 59) 62(17. 97) 163(47. 25)

阴性组 452 150(33. 19) 65(14. 38)102(22. 57) 135(29. 87)

χ2 值 9. 51 1. 33 3. 79 34. 92

P 值 < 0. 01 0. 25 0. 05 < 0. 01

3　讨　论

随着我国老龄化日趋严重,老年呼吸系统疾病

成为老年人住院和死亡的主要原因之一。呼吸道

病毒是引起肺炎的主要病原学之一, 大约占

30% [5]。呼吸道病毒有一定传播性、变异性,尤其

是新型呼吸道病毒,可引起重症肺炎[6]。病毒性肺

炎具有传染性,是十分重要的公共卫生事件[7]。内

蒙古自治区全区地势较高,平均海拔高度1 000m 左

右,属于高原型地貌,气候属于温带大陆性气候,降水量较少且不均,且寒暑变化剧烈,风大。此种气

候特征导致当地呼吸系统疾病高发,其中以肺炎、哮喘最常见。

FluV 属于正黏病毒,是导致病毒感染最常见的

病原体,以甲型流感病毒较常见,乙型常呈小爆发

或散在病例[8]。病毒检测阳性单一感染患者中以

FluV 为主, 有 221 例 ( 64. 06% ), 与文献结论相

似[9]。 PIV 是单链 RNA 病毒,常引起反复发作的上

呼吸道感染,同时也能造成严重的下呼吸道感染,尤其是在儿童、老年等免疫力低下以及具有免疫缺


陷的人群中[10-11]。老年单一病毒感染病例中 PIV感染占第 2 位。而在老年混合感染患者中也以

FluV + PIV 发生病例最多。老年群体常合并多种基

础疾病,如糖尿病、高血压、肺心病、冠心病等,加上

机体随着年龄增长,免疫功能降低,更易发生病毒

性肺炎[12]。内蒙古自治区老年合并糖尿病、心脑血

管病、恶性肿瘤者更易发生病毒性肺炎。呼吸系统

疾病如上呼吸道感染、病毒性肺炎、细菌性肺炎等

临床上均有表现出发热、咳嗽、咳痰等呼吸道症状。相关研究指出[13],病毒性肺炎患者最常见的症状是

咳嗽 88% 、呼吸困难 82% 、喘息 79% 、发热 61% 。阳性组与阴性组在临床特征上均以发热、咳嗽为

主,但临床特征表现均无明显差异。内蒙古自治区春季气温骤升,夏季炎热而短

促,秋季气温剧降,霜冻早到,冬季漫长严寒[14]。已

有报道指出[15],当地秋冬季呼吸道系统疾病高发,尤其以老年、儿童群体为主。文献指出[16],病毒性

感染多爆发于冬春季。阳性组冬季发病率明显高

于阴性组,春季发病率低于阴性组,与病毒在寒冷

的气候中最活跃,而当地春季气温明显升高,病毒

活性显著降低有关。实验室指标是指导临床用药

的重要参考。淋巴细胞在机体炎性反应的免疫中

具有重要作用,Lym 是反应淋巴细胞水平的常用指

标之一,其水平升高常见于结核感染、百日咳、病毒

感染等[17]。 CRP 是肝细胞受微生物入侵或炎性损

伤时合成的急性相蛋白,其水平高于 100 mg / L 时常

提示细菌感染,而典型病毒性肺炎患者 CRP 水平不

超过 50 mg / L[18]。阳性组患者 CRP 水平明显低于

阴性组,可见 CRP 是临床诊断鉴别肺炎感染类型以

及用药过程中良好的参考指标[19]。 PCT 在严重真

菌、细菌以及寄生虫等感染时水平显著升高,而在

病毒感染中水平无明显改变。阳性组患者 PCT 水

平明显低于阴性组,与报道结论一致。综上所述,内蒙古自治区老年病毒性肺炎合并

基础疾病多,临床症状不典型,冬季高发,病毒病原

学多以流感病毒、副流感病毒感染为主,鉴别病毒

性肺炎可参考 Lym、CRP、PCT 等实验室指标。利益冲突　所有作者均声明不存在利益冲突

参考文献

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(收稿日期:2021-06-08)(本文编辑:赵珣)


第一作者简介:赵霞,硕士,副主任医师,主要研究方向:肺癌、肺部感染性疾病

通信作者:林勇,博士,主任医师,Email:linyong63@ 163. com

·调查研究·

肺癌治疗后肺部感染患者的病原菌分布及免疫状态调查

赵霞,王晓月,刘娜,林勇

南京医科大学附属脑科医院胸科院区呼吸科,南京　 210029

摘要:目的　探讨肺癌治疗后肺部感染患者的病原菌分布及免疫状态。方法　选取南京医科大学附属脑科医院

2015 年 9 月至 2019 年 10 月收治的 102 例肺癌治疗后肺部感染患者(感染组),同期入院的 120 例肺癌治疗后肺部无

感染患者(对照组)。分析感染组患者的病原菌种类、分布、耐药率,对比两组患者的免疫状态、神经元特异性烯醇化

酶(NSE)、鳞状细胞癌相关抗原(SCC)、癌胚抗原(CEA)水平。结果　 102 感染组患者共分离培养病原菌 174 株,其中革兰阴性菌 94 株(占比 54. 02% ) ,以肺炎克雷伯菌、铜绿假单胞菌等为主; 革兰阳性菌 46 株(占比 26. 44% ),以金黄色葡萄球菌和凝固酶阴性葡萄球菌为主; 真菌 34 株(占比 19. 54% )。革兰阴性菌对氨曲南、头孢噻肟耐药率

较高,革兰阳性菌对青霉素和红霉素耐药率较高。感染组血清 NSE、SCC、CEA 水平高于对照组(P < 0. 05);感染组

外周血 CD3 + 、CD4 + 、CD4 + / CD8 + 水平低于对照组(P < 0. 05)。结论　肺癌治疗后肺部感染患者致病菌主要为革兰

阴性菌,肺部感染患者免疫功能下降,血清 NSE、SCC 等肿瘤标志物上升。关键词:肺癌;肺部感染;病原菌;免疫功能;肿瘤标志物


Distribution of pathogenic bacteria and immune status in patients withpulmonary infection after lung cancer treatment

ZHAO Xia,WANG Xiaoyue,LIU Na,LIN YongDepartment of Respiratory Medicine,Chest Department,Brain Hospital,Nanjing Medical University,

Nanjing　 210029,ChinaCorresponding author: LIN Yong,Email: linyong63@ 163. com

Abstract:　 Objective 　 To explore distribution of pathogenic bacteria and immune status in patients with pulmonaryinfection after lung cancer treatment. 　 Methods 　 A total of 102 patients with pulmonary infection after lung cancertreatment (infection group) who were admitted to our hospital from September 2015 to October 2019 were selected,and 120patients without pulmonary infection after lung cancer treatment were enrolled in the same period ( control group). Thespecies,distribution,drug resistance rate of pathogenic bacteria of the infected group were analyzed. The immune status,serumneuron-specific enolase (NSE),squamous cell carcinoma associated antigen (SCC) and carcinoembryonic antigen (CEA)levels of the two groups were compared. 　 Results　 A total of 174 strains of pathogenic bacteria were isolated and culturedfrom 102 patients in the infected group,of which 94 strains were gram-negative (accounting for 54. 02% ),mainly Klebsiellapneumoniae and Pseudomonas aeruginosa, and 46 strains were gram-positive bacteria (26. 44% ),mainly Staphylococcusaureus and Coagulase-negative staphylococcus. In addition, there were 34 strains of fungus ( 19. 54% ). Gram-negativebacteria were resistant to aztreonam and cefotaxime, while gram-positive bacteria were resistant to penicillin anderythromycin. The serum levels of NSE,SCC and CEA in the infected group were higher than those in the control group (P <0. 05). The levels of CD3 + ,CD4 + and CD4 + / CD8 + in peripheral blood of the infected group were lower than those in thecontrol group (P < 0. 05). 　 Conclusion 　 After lung cancer treatment,the pathogenic bacteria of patients with pulmonaryinfection were mainly gram-negative bacteria. The immune function of patients with pulmonary infection decreased,and thetumor markers such as serum NSE and SCC increased.


Keywords:Lung cancer;Pulmonary infection;Pathogenic bacteria;Immune function;Tumor markers

　　肺癌是全球常见的恶性肿瘤,长期处于高发病

率和高死亡率状态,由于早期症状不典型,多数患

者在确诊时已处于疾病中晚期[1]。其临床表现为

咳嗽、咯血等,肺癌病情进展迅速,严重影响患者的

生活质量[2]。肺癌治疗包括常规放化疗和手术等

方案,放化疗可降低机体的免疫功能,同时肺癌患

者肺部处于阻塞状态,容易引发肺部感染,严重时

可直接导致患者死亡[3]。分析肺癌治疗后肺部感

染患者的病原菌分布和免疫状态,对肺部感染进行

有效的干预和预防具有重要的临床意义[4-5]。免疫

状态反应机体对抗外来病原菌的能力和机体的抵

抗力,肿瘤标志物水平可帮助临床医生进行早期肺

癌筛查[6-7]。研究探讨了肺癌治疗后肺部感染患者

的病原菌分布、免疫状态和肿瘤标志物水平,现报

道如下。

1　材料与方法

1. 1　资料来源　选取该院 2015 年 9 月至 2019 年

10 月收治的 102 例肺癌治疗后肺部感染患者为感

染组,同期入院的 120 例肺癌治疗后肺部无感染患

者为对照组。其中感染组:男 74 例,女 46 例;年龄

25 ~ 65 岁,平均(51. 2 ± 2. 5)岁;临床分期:Ⅱ期 22例,Ⅲ期 61 例,Ⅳ期 19 例;病理类型:鳞癌 45 例,腺癌 32 例,小细胞癌 25 例。对照组:男 85 例,女 35例;年龄 25 ~ 65 岁,平均(51. 2 ± 2. 5)岁;临床分

期:Ⅱ期 28 例,Ⅲ期 74 例,Ⅳ期 18 例;病理类型:鳞癌 58 例,腺癌 42 例,小细胞癌 20 例。两组患者性

别、年龄、临床分期等一般资料方面无统计学差异

(P > 0. 05),具有可比性。研究已获得该院伦理委

员会的批准同意。1. 2　纳入排除标准　纳入标准:(1)所有患者均经

临床病理确诊为肺癌;(2)感染组患者符合肺部感

染诊断[5];(3)知情同意;(4)年龄 < 70 岁;(5)病历

资料完整;(6)认知功能正常。排除标准:(1)妊娠期患者;(2)伴有严重心、

肝、肾功能不全患者;(3)伴有其他部位恶性肿瘤患

者;(4)预计生存时间小于半年患者;(5)精神障碍

患者;(6)凝血障碍患者;(7)病历资料不全患者。1. 3　方法　采集肺癌化疗后肺部感染患者的痰液

标本,使用全自动生化分析仪(公司:贝克曼库尔特

商贸(中国)有限公司,型号:AU5800)进行对病原

菌进行分离、鉴定,结果参考根据美国临床和实验

室标准。使用纸片扩散法进行药敏试验。

1. 4　观察指标

1. 4. 1　病原菌种类、分布　使用全自动生化分析仪

检测病原菌的种类和分布。1. 4. 2　耐药率　根据药敏试验结果计算耐药率。1. 4. 3　免疫功能　采集所有患者外周静脉血 3mL,注入抗凝管中,然后依次加入 10μL CD3 + 、CD4 +

CD8 + 抗体,室温避光孵育 30min,然后在每管中加

入 200μL 溶血素,室温避光放置 10 min,待溶液澄

清后,加入 1mL 磷酸盐缓冲液,使用离心机(2 500r /min,10min)离心后分离血清,使用多聚甲醛溶液固

定,然后使用流式细胞仪检测患者外周血 CD3 + 、CD4 + 、CD4 + / CD8 + 水平。1. 4. 4　肿瘤标志物　采集患者静脉血,保存在抗凝

管中,使用离心机(3 000r / min,15min)离心后取其

上清液,置于 - 80℃冷藏。采用化学发光免疫法检

测患者血清中 NSE、SCC、CEA 水平,试剂盒购自上

海拜力生物技术发展有限公司,操作步骤严格按照

说明书进行, 控制批内差异 < 10% , 批间差异

< 15% 。1. 5　统计学处理　此研究的数据分析采用 SPSS26. 0 进行,计数资料以[n(% )]表示,采用 χ2 检验

比较,组间两两比较采用卡方分割法,正态分布的

计量资料以(x ± s)表示,两组间比较采用独立样本

t 检验比较,统计结果以 P < 0. 05 视为差异具有统

计学意义。

2　结　果

2. 1　病原菌分布情况　 102 感染组患者共分离培

养病原菌 174 株,其中革兰阴性菌 94 株, 革兰阳性

菌 46 株,真菌 34 株,具体(表 1)。表 1　病原菌分布情况

Table 1　 The distribution of pathogenic bacteria病原菌株数占比(% )

革兰阴性菌 94 54. 02

肺炎克雷伯菌 24 13. 79

铜绿假单胞菌 18 10. 34

大肠埃希菌 15 8. 62

其他 37 21. 26

革兰阳性菌 46 26. 44

金黄色葡萄球菌 18 10. 34

凝固酶阴性葡萄球菌 24 13. 79

其他 4 2. 30

真菌 34 19. 54

2. 2　耐药率


2. 2. 1　革兰阴性菌耐药情况　肺炎克雷伯菌和铜

绿假单胞菌对头孢噻肟、头孢他啶、氨曲南耐药率

较高,对阿卡米星和庆大霉素耐药率较低(表 2)。2. 2. 2　革兰阳性菌耐药情况　金黄色葡萄球菌和

凝固酶阴性葡萄球菌对青霉素和红霉素耐药率较

高,对万古霉素耐药率较低(表 3)。2. 2. 3　真菌耐药情况　真菌主要病原菌为白色念

珠菌,共检出 10 株,对氟康唑、咪康唑不耐药,对氟

胞嘧啶耐药率为 10. 00% ,对两性霉素 b 耐药率

为 20. 00% 。

表 2　革兰阴性菌耐药情况

Table 2　 The resistance rates of gram-negative bacteria

抗菌药物肺炎克雷伯菌(n = 24) 铜绿假单胞菌(n = 18)

株数耐药(% ) 株数耐药(% )

头孢噻肟 20 83. 33 14 77. 78

头孢他啶 16 66. 67 12 66. 67

氨曲南 22 91. 67 16 88. 89

阿卡米星 4 16. 67 2 11. 11

庆大霉素 10 41. 67 8 44. 44

表 3　革兰阳性菌耐药情况　 [(n)% ]Table 3　 The resistance rates of gram-positive bacteria　 [(n)% ]

抗菌药物金黄色葡萄球菌(n = 18) 凝固酶阴性葡萄球菌(n = 24)

株数耐药(% ) 株数耐药(% )

头孢噻肟 15 83. 33 20 83. 33

头孢他啶 13 72. 22 14 58. 33

万古霉素 0 0. 00 0 0. 00

青霉素 16 88. 89 23 95. 83

红霉素 16 88. 89 22 91. 67

2. 3 　免疫功能　感染组外周血 CD3 + 、 CD4 + 、CD4 + / CD8 + 水平分别为 ( 40. 02 ± 3. 56 )% 、(25. 69 ± 2. 21)% 、(0. 88 ± 0. 16),对照组外周血

CD3 + 、CD4 + 、 CD4 + / CD8 + 水平分别为 (46. 95 ±4. 21)% 、(32. 45 ± 2. 52)% 、(1. 16 ± 0. 32),感染组

外周血 CD3 + 、CD4 + 、CD4 + / CD8 + 水平低于对照组

( t = 13. 290, P < 0. 05; t = 21. 293, P < 0. 05; t =8. 025,P < 0. 05)。2. 4　肿瘤标志物水平　感染组外周血血清 NSE、SCC、 CEA 水平分别为 ( 3. 45 ± 1. 21 ) ng / mL、(5. 45 ± 1. 42) ng / mL、(16. 55 ± 2. 31) ng / mL,对照

组外周血血清 NSE、SCC、CEA 水平分别为(2. 86 ±0. 65)ng / mL、(2. 63 ± 1. 05) ng / mL、(2. 36 ± 0. 56)ng / mL,感染组外周血血清 NSE、SCC、CEA 水平低

于对照组( t = 4. 413,P < 0. 05;t = 16. 572,P < 0. 05;t = 65. 079,P < 0. 05)。

3　讨　论

肺癌是呼吸系统发病率最高的恶性肿瘤,由于

早期缺乏典型临床症状,难以被确诊,部分患者病

情被延误至中晚期,严重影响患者的生存时间[8-10]。肺癌细胞可转移至全身多处器官,给患者带来巨大

痛苦,严重影响患者的生活质量[11]。肺癌患者通常

采用放化疗联合手术治疗,放疗和化疗药物在抑制

肿瘤细胞的生长的同时,亦会损伤机体的免疫功

能,部分肺癌治疗后患者可并发肺部感染[12]。分析

肺癌治疗后患者的病原菌分布和免疫状态可为后

续抗菌药物的选择提供证据,具有重要的临床

意义[13]。102 感染组患者共分离培养病原菌 174 株,其

中革兰阴性菌 94 株(占比 54. 02% ),以肺炎克雷伯

菌、铜绿假单胞菌等为主;革兰阳性菌 46 株(占比

26. 44% ),以金黄色葡萄球菌和凝固酶阴性葡萄球

菌为主;真菌 34 株(占比 19. 54% )。药敏试验表

明,革兰阴性菌对头孢类药物耐药率较高,而革兰

阳性菌对青霉素和红霉素耐药率较高。郭彩霞等

研究表明[14],晚期肺癌肺部感染患者的病原菌以格

兰阴性菌为主,与此研究结果相一致。吴连根[15] 等

研究指出,老年肺癌患者易并发院内肺部感染,有较严重的耐药现象,与前文分析及此研究结果相符。

NSE 是存在于人体神经系统的糖醇解酶,与小

细胞肺癌紧密相关[16]。 SCC 在非角化肿瘤细胞中

含量较为丰富,常见于鳞癌和肺癌患者,可帮助判

断肿瘤的预后[17]。 CEA 是具有人类胚胎抗原特性


的糖蛋白,CEA 最初发现于结肠癌和胎儿肠组织

中,是一个广谱性肿瘤标志物,在多种肿瘤中均可

见,特异性和灵敏度不高[18]。研究发现,血清 NSE、SCC、CEA 水平对肺癌均有一定的诊断价值。感染

组血清 NSE、 SCC、 CEA 水平高于对照组 ( P <0. 05),提示肺部感染患者血清 NSE、SCC、CEA 等肿

瘤标志物水平上升,其具体机制有待进一步研究。免疫系统可监视、预防病原微生物的入侵,在机体

发挥着重要的作用[19]。 T 细胞在肿瘤免疫中发挥

主要的作用,是最重要的效应细胞。 CD3 + 水平与机

体总体免疫状态相关,CD4 + 细胞负责辅助其他免疫

细胞对抗癌细胞,CD8 + 细胞为专业的杀伤细胞[20]。感染组外周血 CD3 + 、CD4 + 、CD4 + / CD8 + 水平低于

对照组(P < 0. 05),提示肺癌化疗后肺部感染患者

免疫功能存在一定的下降。分析认为,放化疗为非

选择性杀伤机体细胞,在杀伤癌细胞的同时对机体

正常免疫细胞也存在一定的损伤,部分患者免疫力

和抵抗病原菌能力降低,因此更容易发生感染。综上所述,肺癌治疗后肺部感染患者致病菌主

要为革兰阴性菌,肺部感染患者免疫功能下降,血清 NSE、SCC、CEA 等肿瘤标志物上升。此研究还存

在以下不足:入选病例样本量有限,可能存在地域、人文等因素的差异,导致分析结果存在一定误差。利益冲突　所有作者均声明不存在利益冲突

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作者简介:潘继,本科,副主任医师,主要研究方向:耳鼻喉科

·调查研究·

辽宁地区过敏性鼻炎发生与室内环境质量变化潘继

辽宁省辽阳市第三人民医院耳鼻咽喉科,辽宁辽阳　 111000

摘要:目的　探讨 2019 年辽宁地区过敏性鼻炎发生与室内环境质量变化的关系。方法　将 2019 年 1 月 1 日至 2019年 12 月 31 日医院耳鼻喉科门诊收治的 968 例过敏性鼻炎患者作为病例组,匹配同期辽阳市第三人民医院就诊的

968 例非过敏性鼻炎患者作为对照组。分析过敏性鼻炎发生影响因素。结果　与对照组比较,病例组城市、母亲过

敏性鼻炎史、职业接触粉尘和吸烟比例高,住宅面积 < 60m2、住宅建成时间 1 ~ 3 年、地毯地板、近 1 年装修、油漆墙

表、冬 /夏季使用空调、封闭式厨房、无厨房 /卫生间换气扇、室内可见发霉、经常使用空气清新剂、夏季开窗通风时间

< 12h / d、冬季开窗通风时间 < 8h / d、使用煤气 /炭、熏香、总是 /经常有蟑螂、老鼠和蚊蝇、饲养宠物、暴露于吸烟环

境、有时 /偶尔清洗被褥、室内养花比例高,室内甲醛浓度高(P < 0. 05);地毯地板、冬季空调采暖、无厨房换气扇、室内可见发霉、冬季开窗通风时间 < 8h / d、饲养宠物、使用煤气 /炭、室内养花和室内甲醛浓度 > 100μg / m3 为过敏性鼻

炎独立危险因素(P < 0. 05)。结论　 2019 年辽宁地区过敏性鼻炎发生与室内环境因素密切相关,其中空气质量对疾

病影响较大。关键词:成人;过敏性鼻炎;室内环境;空气质量;病例对照


Correlation between the occurrence of allergic rhinitis and indoorenvironmental quality in Liaoning in 2019

PAN JiDepartment of Otolaryngology,the Third Hospital of Liaoyang,Liaoyang,Liaoning　 111000,China

Abstract:　 Objective　 To investigate the relationship between the occurrence of allergic rhinitis and indoor environmentalquality in Liaoning in 2019. 　 Methods　 From January 1,2019 to December 31,2019,a total of 968 patients with allergicrhinitis admitted to the outpatient department of otolaryngology in our hospital were selected as the case group,and 968patients with non-allergic rhinitis during the same period were matched as the control group. The influencing factors of allergicrhinitis were analyzed. 　 Results 　 Compared with the control group, the case group had a higher proportion of urbanresidence. The ratios of people with a history of maternal allergic rhinitis,occupational dust exposure and smoking,residentialarea < 60 m2,residential construction time of 1 ~ 3 years,use of carpet flooring,renovation in last 1 year,painted wallsurface,air conditioning in winter / summer, enclosed kitchen, no kitchen / bathroom ventilation fan, visible indoor mold,frequent use of air freshener,ventilation time < 12 hours per day in summer,ventilation time < 8 hours per day in winter,gas /charcoal usage,incense usage,always / frequent exposure to environments with cockroaches,mice,mosquitoes,smoking,petraising,sometimes / occasional washing sheets,and indoor flower cultivation were significantly higher in the case group thanthose in the control group (P < 0. 05). In addition,indoor formaldehyde concentration was higher in the case group than thatin the control group (P < 0. 05). Carpet flooring,winter heating,no kitchen ventilation fan,visible indoor mold,ventilationtime < 8 hours per day in winter, pet raising, gas / charcoal usage, indoor flower cultivation and indoor formaldehydeconcentration > 100μg / m3 were independent risk factors for allergic rhinitis (P < 0. 05). 　 Conclusion　 The occurrence ofallergic rhinitis in Liaoning in 2019 was closely related to indoor environmental factors,among which air quality had a greaterimpact on the disease.Keywords:Adults;Allergic rhinitis;Indoor environment;Air quality;Case control


　　过敏性鼻炎又称变应性鼻炎,是特应性个体接

触变应原后,引起的鼻黏膜非感染性慢性炎症[1]。近 10 年来,我国过敏性鼻炎发病率呈现上升趋势,不仅影响患者日常工作、生活和睡眠,严重者可致

哮喘、过敏性结膜炎等[2]。诱发过敏性鼻炎的因素

很多,包括吸入性变应原和食物性变应原,其中吸

入性变应原暴露为诱发过敏性鼻炎主要原因[3]。室内是人们生活的主要区域。研究显示,室内空气

污染程度较户外严重 2 ~ 3 倍或以上[4]。室内环境

不良是导致过敏性鼻炎的重要因素之一。以医院

为基础进行病例 - 对照研究,探讨室内环境质量对

过敏性鼻炎的影响,旨在为疾病防控措施提供依据。

1　对象与方法

1. 1　对象　将 2019 年 1 月 1 日至 12 月 31 日辽阳

市第三人民医院耳鼻喉科门诊收治的 968 例过敏性

鼻炎患者作为病例组。纳入标准:(1)18 ~ 80 岁;(2)确诊为过敏性鼻炎;(3)可配合完成调查问卷。排除标准:(1)合并过敏性哮喘;(2)过敏体质或合

并其他过敏性疾病;(3)合并其他呼吸系统疾病;(4)意识、智力或沟通等障碍。根据年龄( ± 3 岁)和性别,按照 1∶ 1 比例配对,选取同期该院耳鼻喉科

门诊就诊的 968 例非过敏性鼻炎患者作为对照组,其他纳入和排除条件与病例组一致。病例组男性

475 例,女性 493 例,年龄18 ~ 78 岁,平均年龄为

(32. 96 ± 10. 18)岁;对照组男性 475 例,女性 493例,年龄 18 ~ 80 岁,平均年龄为(33. 18 ± 10. 21)岁。两组对象性别及平均年龄比较,差异无统计学

意义(P > 0. 05)。研究经医院伦理会批准,研究对

象签署知情同意书。1. 2　资料收集　采用问卷调查法收集研究对象资

料,包括一般人口学特征、家庭住宅环境、室内设备

及潮湿特征、生活方式 4 个方面。 (1)一般人口学

特征:年龄、性别、民族、婚姻状况、受教育水平、工作情况、家庭月收入、居住地、职业接触粉尘、吸烟

情况、母亲过敏性鼻炎史、父亲过敏性鼻炎史。 (2)家庭住宅环境:居住周边环境、房屋类型、住宅面

积、住宅建成时间、于住宅居住时间、地板材质、近 1年装修史、墙壁表面刷涂材料。 (3)室内设备及潮

湿特征:冬季主要采暖方式、夏季主要制冷方式、厨房类型、厨房是否有换气扇、卫生间是否有换气扇、室内发霉和潮湿情况、经常使用空气清新剂、夏季

开窗通风时间、冬季开窗通风时间。 (4)生活方式:使用燃料类型、使用熏香情况、蟑螂、老鼠及蚊蝇情

况、是否饲养宠物、是否暴露于吸烟环境、被褥清洗

频率、每周房间清洁次数、室内是否养花。

1. 3　室内空气质量检测　于研究对象居住卧室通

风处安装美国 Graywolf 公司生产的高精度甲醛检测

仪(FM801),连续监测 72h,计算平均每天的平均甲

醛浓度。采集前 2 周内禁止更换床套、枕套、沙发套

等,使用美国 ACA 公司生产的真空吸尘器(ALY -XC301S)采集研究对象居住卧室被、褥、沙发等尘中

尘螨变应原,每个检测位置采集面积为 2m2,吸尘时

间为 10min,灰尘样本总质量≥100mg,采用酶联免

疫吸附法检测户尘螨和粉尘螨过敏原第一组分

含量。1. 4　观察指标　比较两组一般人口学特征、家庭住

宅环境、室内设备及潮湿特征、生活方式资料,居住

卧室甲醛、尘螨变应原浓度,分析过敏性鼻炎影响

因素。1. 5　统计学方法　采用 SPSS 20. 0 软件对数据进

行统计分析。计量资料用(x ± s)表示,两组比较采

用独立样本 t 检验。计数资料用频数(% )表示,采用卡方非校正法。过敏性鼻炎影响因素采用 logistic回归分析。 P < 0. 05 为差异有统计学意义。

2　结　果

2. 1　过敏性鼻炎影响因素单因素分析　病例组和

对照组年龄、婚姻状况、民族、受教育水平、工作情

况、家庭月收入和父亲过敏性鼻炎史比较,差异无

统计学意义(P > 0. 05);病例组城市、母亲过敏性鼻

炎史、职业接触粉尘、吸烟、住宅面积 < 60m2、住宅

建成时间 1 ~ 3 年、地板材质为地毯、近 1 年装修、墙壁表面刷涂材料为油漆、冬季空调采暖、夏季空调

制冷、封闭式厨房、无厨房换气扇、无卫生间换气

扇、室内可见发霉、经常使用空气清新剂、夏季开窗

通风时间 < 12h / d、冬季开窗通风时间 < 8h / d、使用

煤气 /炭、使用熏香、总是 /经常有蟑螂、老鼠和蚊

蝇、饲养宠物、暴露于吸烟环境、有时 /偶尔清洗被

褥、室内养花比例高于对照组,差异有统计学意义

(P < 0. 05)(表 1)。2. 2　室内空气质量变化对过敏性鼻炎的影响　病

例组患者室内甲醛浓度高于对照组,差异有统计学

意义(P < 0. 05)(表 2)。2. 3　过敏性鼻炎危险因素多因素 logistic 回归分析

　地板材质为地毯、冬季空调采暖、无厨房换气扇、室内可见发霉、冬季开窗通风时间 < 8h / d、饲养宠

物、使用煤气 /炭、室内养花和室内甲醛浓度 >100μg / m3 为过敏性鼻炎独立危险因素(P < 0. 05)(表 3)。


表 1　过敏性鼻炎影响因素单因素分析(n = 968)Table 1　 Single factor analysis of influencing factors of allergic rhinitis(n = 968)

项目病例组对照组 χ2 值 P 值年龄组(岁)　 20 ~ 298 302　 30 ~ 275 264

0. 500 0. 919　 40 ~ 230 228　 50 ~ 80 165 174婚姻状况　未婚 230 243　已婚 699 704 5. 775 0. 056　其他 39 21民族　汉族 854 863

0. 417 0. 518　其他 114 105受教育水平　小学及以下 45 53　中学 234 241 0. 921 0. 631　大专及以上 689 674工作情况　无业 213 198

0. 695 0. 405　在业 755 770家庭月收入(元 /月)　 < 2 000 123 134　 2 000 ~ 5 000 564 572 1. 192 0. 551　 > 5 000 281 262居住地　城市 743 451

186. 321 < 0. 001　农村 225 517母亲过敏性鼻炎史　有 689 321

107. 797 < 0. 001　无 279 377父亲过敏性鼻炎史　有 512 472

3. 307 0. 069　无 456 496职业接触粉尘　是 723 231

500. 237 < 0. 001　否 245 737吸烟　是 832 453

332. 430 < 0. 001　否 136 515居住周边环境　商业区 324 312　居住区 579 598 0. 932 0. 628　其他 65 58房屋类型　独栋或双排 445 427

0. 676 0. 411　公寓 523 541住宅面积(m2)　 < 60 325 123　 60 ~ 100 452 699 150. 095 < 0. 001　 > 100 191 146住宅建成时间(年)　 < 1 35 28　 1 ~ 3 375 212　 3 ~ 5 177 186 84. 762 < 0. 001　 5 ~ 10 161 172　 > 10 220 370于住宅居住时间(年)　 < 1 232 207　 1 ~ 3 362 341 4. 716 0. 095　 > 3 374 420地板材质　木质 136 189　复合材料 145 196　石质 /瓷砖 234 300 110. 714 < 0. 001　水泥 121 145　地毯 332 134近 1 年装修　有 654 321

229. 122 < 0. 001　无 314 647墙壁表面刷涂材料　木质建材 168 245　树脂墙布 213 316　墙纸 186 238 169. 507 < 0. 001　油漆 369 121　其他 32 48

项目病例组对照组 χ2 值 P 值冬季主要采暖方式　暖气片 628 657　地热 194 232

35. 729 < 0. 001　空调 75 21　其他 71 58夏季主要制冷方式　空调 596 332　风扇 232 326 155. 161 < 0. 001　无制冷设备 140 310厨房类型　开放式 334 623

172. 586 < 0. 001　封闭式 634 345厨房换气扇　有 470 755

180. 547 < 0. 001　无 498 213卫生间换气扇　有 492 770

175. 904 < 0. 001　无 476 198室内可见发霉　是 563 231

235. 340 < 0. 001　否 405 737室内可见潮湿　是 432 399

2. 296 0. 130　否 536 569经常使用空气清新剂　是 543 321

103. 016 < 0. 001　否 425 647夏季开窗通风时间(h / d)　 < 12 567 311

136. 586 < 0. 001　 ≥12 401 657冬季开窗通风时间(h / d)　 < 8 653 432

102. 407 < 0. 001　 ≥8 315 536使用燃料　煤气 /炭 336 179　天然气 492 589 67. 154 < 0. 001　其他 140 200使用熏香　总是 /经常 352 196　有时 /偶尔 496 208 440. 247 < 0. 001　从不 126 564蟑螂　总是 /经常 424 152　有时 /偶尔 336 536 184. 939 < 0. 001　从不 208 280老鼠　总是 /经常 252 98　有时 /偶尔 398 221 231. 672 < 0. 001　从不 318 649蚊蝇　总是 /经常 304 192　有时 /偶尔 353 364 78. 891 < 0. 001　从不 221 412饲养宠物　是 513 234

169. 672 < 0. 001　否 455 734暴露于吸烟环境　是 442 212

122. 151 < 0. 001　否 526 756被褥清洗　总是 /经常 319 543　有时 /偶尔 371 336 157. 274 < 0. 001　从不 278 89每周房间清洁次数　 ≤1 次 535 504

1. 996 0. 158　 > 1 次 433 464室内养花　是 453 212

133. 037 < 0. 001　否 515 756


表 2　室内空气质量变化对过敏性鼻炎的影响(n = 968,x ± s)Table 2　 Influence of indoor air quality on allergic rhinitis(n = 968,x ± s)

组别甲醛(μg / m3)尘螨变应原(100 IU / mL)

户尘螨粉尘螨

病例组 156. 36 ± 23. 48 0. 72 ± 0. 23 0. 64 ± 0. 21

对照组 112. 47 ± 26. 53 0. 71 ± 0. 25 0. 63 ± 0. 23

t 值 38. 544 0. 916 0. 999

P 值 < 0. 001 0. 360 0. 318

表 3　过敏性鼻炎影响因素危险因素 logistic 回归分析

Table 3　 logistic regression analysis on risk factors of allergic rhinitis因素 β 值 Sx 值 Wald χ2 值 P 值 OR(95% CI)值

地板材质为地毯 0. 64 0. 24 8. 34 0. 005 1. 96(1. 24 ~ 3. 14)

冬季空调采暖 0. 35 0. 21 7. 24 0. 014 1. 48(0. 64 ~ 1. 69)

无厨房换气扇 0. 82 0. 15 6. 33 0. 021 1. 36(0. 85 ~ 1. 82)

室内可见发霉 0. 36 0. 49 5. 42 0. 039 1. 15(0. 76 ~ 1. 52)

冬季开窗通风时间 < 8h / d 0. 57 0. 13 6. 12 0. 035 1. 24(0. 67 ~ 1. 78)

饲养宠物 0. 81 0. 12 5. 34 0. 025 1. 32(0. 82 ~ 1. 64)

使用煤气 /炭 0. 49 0. 42 4. 21 0. 041 1. 14(0. 34 ~ 2. 48)

室内养花 0. 46 0. 28 7. 25 0. 002 2. 02(1. 15 ~ 3. 19)

室内甲醛浓度 > 100μg / m3 0. 74 0. 32 9. 36 < 0. 001 2. 13(1. 11 ~ 3. 24)

3　讨　论

相对于南方,北方过敏性鼻炎发病率可能相对

较高[5-7]。邰旭辉[8] 等调查发现,2014 年 5 月至

2015 年 5 月辽宁地区变应性鼻炎发病率约为

13. 8% 。尘螨、花粉、真菌孢子等吸入性变应原暴露

是诱发过敏性鼻炎的主要原因[9]。室内是人们最

常生活的区域,每天约有 90% 的时间在室内活动。大量研究表明,室内环境质量与过敏性鼻炎在内的

过敏性疾病发病密切相关[10-11]。2015 年辽宁省 4 个县区 40 岁以上城乡居民自

报过敏性鼻炎患病率约为 20. 56% ,人口社会经济

因素对过敏性鼻炎影响不明显[11]。过敏史、吸烟、哮喘史、父母一方或均有过敏性鼻炎、流动人口、粉尘或化学气体接触性职业等人口社会经济因素为

温州地区过敏性鼻炎发病危险因素[12]。病例组城

市、母亲过敏性鼻炎史、职业接触粉尘和吸烟比例

相对较高,可能与城市空气质量较农村差、过敏性

鼻炎史具有一定的遗传倾向、职业接触粉尘和吸烟

易导致鼻腔部位发生过敏反应有关。有研究表明,饲养宠物、住所使用空调、使用地毯、空调供暖、住所面积 < 60m2 是学龄前儿童过敏性鼻炎发病的居

住环境因素[13]。过敏性鼻炎患者多居住于住宅面

积 < 60m2、住宅建成时间 1 ~ 3 年、地板材质为地

毯、近 1 年装修、墙壁表面刷涂材料为油漆环境,可能与住宅面积过小易导致空气不流通、住宅建成时

间短和近 1 年装修致屋内装修粉尘或材料气味未完

全挥发、油漆含易导致过敏成分有关[14]。长期使用

空调,可使室内空气不流通,导致鼻腔内部干燥,同时空调板易滋生细菌,一旦吸入鼻腔可引起不适,诱发过敏性鼻炎。经常开窗通风可有效降低室内

空气污染[15]。研究显示,潮湿发霉的居住环境可增

加过敏性鼻炎风险[16]。冬季空调采暖、夏季空调制

冷、封闭式厨房、无厨房换气扇、无卫生间换气扇、室内可见发霉、经常使用空气清新剂、夏季开窗通

风时间 < 12h / d、冬季开窗通风时间 < 8h / d 比例可

增加过敏性鼻炎发病风险,提示降低空调使用率或

定期清洁空调、经常开窗通风、增加居住环境空气

流通性、减少使用空气清新剂、及时清洁和处理室

内潮湿发霉区域可有效预防过敏性鼻炎。煤气 /炭燃烧过程中产生的气体或粉尘分子随呼吸进入鼻

腔内,可引起不适,易诱发过敏性鼻炎。尘螨是引

起过敏性鼻炎重要的吸入性变应原,可见于动物毛

发、床垫、地毯、枕头、毛绒玩具、房屋灰尘等中。王

万钧[17]等研究表明,屋尘螨致敏程度与变应性鼻炎

或哮喘严重程度密切相关。除尘螨外,花粉亦是诱


发过敏性鼻炎的重要过敏原。研究显示,花粉分布

高峰期与变应性鼻炎和哮喘就诊高峰期一致[17]。研究结果与以往报道[18]基本一致,结果提示减少煤

气 /炭和熏香使用、保持室内环境清洁、有过敏病史

或过敏性疾病者尽量不饲养宠物或及时对毛发进

行清理、减少室内吸烟、勤洗被褥、有过敏病史或过

敏性疾病者尽量不养花或将其置于室外可有效预

防过敏性鼻炎。近来研究显示,甲醛亦可导致过敏

症状,诱发过敏性鼻炎[18-20]。研究对受试对象卧室

开展空气质量检测结果发现,病例组患者室内甲醛

浓度显著高于对照组,室内甲醛浓度 > 100μg / m3 者

发生过敏性鼻炎的风险是室内甲醛浓度≤100μg /m3 的 2. 13 倍,提示甲醛对过敏性鼻炎影响较为明

显,应加强卧室通风、适当摆放可吸附甲醛的无花

粉类植物,以降低甲醛浓度;两组对象室内户尘螨

和粉尘螨浓度未见显著差异,可能与北方地区湿度

和温度不利于尘螨生长繁殖有关。综上所述,2019 年辽宁地区过敏性鼻炎发生与

室内环境因素密切相关,其中空气质量对疾病影响

较大。利益冲突　所有作者均声明不存在利益冲突

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(收稿日期:2021-03-26)

(本文编辑:易秋莎)


第一作者简介:刘燕,副主任医师,主要研究方向:结核临床治疗

通信作者:赵星,Email:cyjj570094110@ 163. com

·调查研究·

重庆市沙坪坝区重症肺炎患者流行病学调查刘燕1,赵星1,刘邦祺2

1. 重庆市公共卫生医疗救治中心结核一科,重庆　 400036;2. 重庆创泰黄杨新城医院

摘要:目的　了解重庆市沙坪坝区重症肺炎发病规律及流行病学特征,为提高重症肺炎防治水平提供参考。方法　回顾性分析 2018 年 1 月到 2020 年 12 月重庆市公共卫生医疗救治中心收治的 174 例重症肺炎患者的临床资料,包括一般人口学资料、病原学检测结果、死亡情况等,并进行统计分析。结果　 174 例重症肺炎患者中检出流感病毒阳

性 54 例(31. 03% ),包括 28 例新甲 H1N1、11 例人感染 H7N9、9 例季节性 H3、6 例乙型流感;174 例重症肺炎患者中

有男性 105 例(60. 34% )、女性 69 例(39. 66% ),发病时间分布为 3 ~ 5 月 63 例(36. 21% )、6 ~ 8 月 5 例(2. 87% )、9 ~ 11 月 22 例(12. 64% )、12 ~ 2 月 84 例(48. 28% );174 例重症肺炎患者死亡 82 例(47. 13% ),logistic 回归分析显

示,高龄、累及器官≥3 个、合并 COPD、合并感染性休克、合并流感病毒感染是重症肺炎死亡的危险因素。结论　重

庆市沙坪坝区重症肺炎以甲流病毒感染为主,多在冬春季节发病,具有较高的病死率,需针对高危人群做好疾病防

控工作。关键词:重症肺炎;病原学检测;流行病学


Epidemiological survey of patients with severe pneumonia in Shapingba,Chongqing Area

LIU Yan1,ZHAO Xing1,LIU Bangqi2

1. Chongqing Public Health Medical Treatment Center,Chongqing　 400036,China;2. Respiratory Department,Chongqing Chuangtai Huangyang New Town Hospital,Chongqing　 400036,China

Corresponding author:ZHAO Xing,Email : cyjj570094110@ 163. com

Abstract:　 Objective　 To understand the patterns and epidemiological characteristics of severe pneumonia in ShapingbaDistrict,Chongqing area, and to provide reference for prevention and treatment of severe pneumonia. 　 Methods 　 Theclinical data of 174 patients with severe pneumonia admitted to our hospital from January 2018 to December 2020 wasretrospectively analyzed,including general demographic data,pathogenic test results,deaths,etc. ,and statistical analysis wasperformed. 　 Results　 Fifty-four cases (31. 03% ) of 174 patients with severe pneumonia were positive for influenza virus,including 28 cases of new A H1N1,11 cases of human H7N9,9 cases of seasonal H3,and 6 cases of influenza B. In 174 casesof severe pneumonia patients,there were 105 males (60. 34% ) and 69 females (39. 66% ) withthe onset time: 63 cases(36. 21% ) from March to May,5 cases ( 2. 87% ) from June to August, and 22 cases from September to November(12. 64% ),84 cases (48. 28% ) from December to February. Eighty-two of 174 patients(47. 13% ) with severe pneumoniadied. Logistic regression analysis showed that older age,more than 3 organs involved,COPD,septic shock,and influenza virusinfection were risk factors for severe pneumonia death. 　 Conclusion 　 Severe pneumonia in Shapingba,Chongqing area isdominated by influenza A virus infection,which usually occurs in winter and spring with a high mortality rate. It is necessaryto conduct disease prevention and control for high-risk groups.Keywords:Severe pneumonia;Pathogen detection;Epidemiology

　　相关报道显示,肺部感染在全因死亡中占比居第 3 位,ICU 病房有 50%以上患者因各种病因引发


的肺部感染死亡[1]。重症肺炎是一种常见的肺部

感染疾病,具有进展快、预后差等特点,表现为严重

低氧血症、急性呼吸衰竭,容易造成患者多器官功

能障碍而诱发死亡[2]。近年来随着新型抗菌药物

的应用、监护技术和脏器功能支持水平的提高,重症肺炎仍然具有较高的死亡率[3]。重症肺炎死亡

除与患者自身基础疾病有关,还与流感病毒感染密

切相关[4]。为了解重庆市沙坪坝区重症肺炎发病

特点及流行病学特征,回顾性分析了 2018 年 1 月到

2020 年 12 月重庆市公共卫生医疗救治中心收治的

174 例重症肺炎患者的一般人口学资料、病原学检

测结果、死亡情况等,以期为改善本地区重症肺炎

防治水平提供一定参考。

1　对象与方法

1. 1　资料来源　病例疫情资料来自于 2018 年 1 月

到 2020 年 12 月重庆市公共卫生医疗救治中心收治

的 174 例重症肺炎患者,参考 2007 年美国感染与胸

科学会制定标准[5],主要标准(1)需要进行机械通

气;(2)需血管活性药物的感染性休克,次要标准:(1) 呼吸频率 > 30 次 / min;(2) PaO2 / FiO2 ≤250;(3)多肺叶浸润;(4)意识障碍;(5)尿素氮 > 20mg /dl;(6)白细胞低于 4 × 109 / L;(7)血小板低于 1 ×105 / mm3;(8)中心体温低于 36℃;(9)需要强力液

体复苏的低血压,满足主要标准 1 条或次要标准 3条即可诊断为重症肺炎。收集患者一般临床资料,如人口学资料、发病时间、流感病毒检测结果、死亡

情况等,并进行统计分析。1. 2　标本采集及检测　收集所有患者下呼吸道样

本,采集方法:清晨雾化吸入高渗盐水后收集患者

深部痰液标本或清洁口腔后采用无菌吸痰管吸取

下呼吸道分泌物,在低温条件下保存并送至分子实

验室检测,采用 RT - PCR 检测样本中流感病毒感染

情况,检测病原包括新甲 H1N1 亚型、禽流感(H7 亚

型,H9 亚型,H10 亚型)、季节性 H3 亚型、乙型流感

病毒,分析不同性别、年龄的重症肺炎患者感染流

感病毒情况。1. 3　统计方法　采用 SPSS 22. 0 软件包分析数

据,计量资料以( x ± s )表示,组间比较采用独立

样本 t 检验;计数资料以百分率“% ”表示,组间比

较采用四格表法 χ2 检验。记 P 值 < 0. 05,具有显

著差异。

2　结　果

2. 1　 174 例重症肺炎患者总体情况　 174 例重症肺

炎患者男性 105 例 ( 60. 34% )、女性 69 例

(39. 66% ),年龄 2 月 ~ 91 岁,平均(66. 41 ± 7. 28)岁,共检出流感病毒阳性 54 例(31. 03% ),包括 28例新甲 H1N1、11 例人感染 H7N9、9 例季节性 H3、6例乙型流感。不同性别、年龄患者流感病毒阳性率

比较差异无统计学意义(P > 0. 05)(表 1)。2. 2　 174 例重症肺炎患者发病时间分布　 174 例重

症肺炎患者中有发病时间分布为 3 ~ 5 月 63 例

(36. 21% )、6 ~ 8 月 5 例(2. 87% )、9 ~ 11 月 22 例

(12. 64% )、12 ~ 2 月 84 例(48. 28% )(表 2)。2. 3　影响重症肺炎患者死亡的相关因素分析　 174例重症肺炎患者死亡 82 例(47. 13% ),logistic 回归

分析显示,高龄、累及器官≥3 个、合并 COPD、合并

感染性休克、合并流感病毒感染是重症肺炎死亡的

危险因素(P < 0. 05)(表 3、表 4)。

表 1　 174 例重症肺炎患者总体情况

Table 1　 General conditions of 174 patients with severe pneumonia资料 n 流感病毒阳性[n(% )] 新甲 H1N1 H7N9 季节性 H3 乙型流感

性别

　男 105 30(28. 57) 16 5 7 2

　女 69 24(34. 78) 12 6 2 4

年龄组(岁)

　 < 18 15 5(33. 33) 4 1 0 0

　 18 ~ 30 9 2(22. 22) 2 0 0 0

　 30 ~ 40 24 4(16. 67) 1 0 1 2

　 40 ~ 50 34 10(29. 41) 6 1 0 3

　 50 ~ 60 37 13(35. 14) 11 1 1 0

　 > 60 55 20(36. 36) 4 8 7 1


表 2　 174 例重症肺炎患者发病时间分布　 [n(% )]Table 2　 Distribution of onset timeamong 174 patients

with severe pneumonia　 [n(% )]发病时间发病例数合计

春季

　 3 月 34

　 4 月 22 63(36. 21)

　 5 月 7

夏季

　 6 月 3

　 7 月 2 5(2. 87)

　 8 月 0

秋季

　 9 月 3

　 10 月 5 22(12. 64)

　 11 月 14

冬季

　 12 月 20

　次年 1 月 36 84(48. 28)

　次年 2 月 28

表 3　影响重症肺炎患者死亡的单因素分析

Table 3　 Univariate analysis of the death among patientswith severe pneumonia

因素死亡组(n = 82) 生存组(n = 92) χ2 值 P 值

性别

　男 45 60 1. 937 0. 164　女 37 32年龄组(岁)　 ≤60 47 72 8. 797 0. 000　 > 60 35 20累及器官(个)　 1 ~ 2 30 55 9. 337 0. 002　 ≥3 52 37COPD　有 48 30 11. 785 0. 001　无 34 62感染性休克

　有 43 27 9. 614 0. 002　无 39 65流感病毒感染

　有 38 16 20. 602 0. 000　无 44 86机械通气

　有 23 29 0. 250 0. 617　无 59 63

表 4　影响重症肺炎患者死亡的多因素 Logistic 回归分析

Table 4　 Logistic regression analysis of multiple factorsfor the death of patients with severe pneumonia因素 �值 Sx χ2 值 P 值 OR(95% CI)值

年龄(岁) 0. 574 0. 150 14. 738 < 0. 001 1. 776(1. 369 ~ 2. 461)

累及器官(个) 1. 346 0. 406 10. 999 0. 001 3. 841(1. 663 ~ 8. 160)

COPD 0. 998 0. 359 7. 754 0. 005 2. 716(1. 245 ~ 5. 082)

感染性休克 1. 795 0. 461 15. 141 < 0. 001 6. 022(2. 753 ~ 16. 801)

流感病毒感染 1. 592 0. 480 10. 986 0. 001 4. 914(1. 907 ~ 12. 534)

3　讨　论

随着人们生活方式变化及环境污染加重,重症

肺炎患者数量有逐年增多趋势[6]。重症肺炎患者

多需要进入 ICU 治疗,给家庭带来较大经济负担,同时也给国家带来较大医疗压力[7]。重症肺炎作

为一种呼吸道感染疾病,其发病受到地域、环境、季节、个体差异、感染病原体等多种因素影响。开展

流行病学调查对了解该地区重症肺炎发病特点、构建 ARI 防治体系和加强该地区呼吸道感染疾病防

治水平具有重要意义。174 例重症肺炎患者中有男、女分别占比

60. 34% 、39. 66% ,男性重症肺炎患者数量明显偏

多,可能与男性群体吸烟概率和暴露在粉尘、烟雾

等污染环境中概率更高有关[8]。而发病时间分析

显示,重症肺炎患者发病主要集中在 12 月 ~ 次年 2月的冬季(48. 28% )和 3 ~ 5 月的春季(36. 21% ),

而 6 ~ 8 月的夏季发病率(2. 87% )明显偏低,提示

重症肺炎在寒冷季节发病率较高,与 Farooqui 等

人[9]的调查结果类似,同时也符合呼吸道感染疾病

的发病特征。还有学者认为,重症肺炎预后与其病

原谱关系密切,其中合并流感病毒感染在重症肺炎

患者中占比较高,此类患者往往病情进展更迅

速[10]。 174 例重症肺炎患者中检出流感病毒阳性

54 例,阳性率为 30. 5% ,高于 Heo 等[11] 研究中的

23. 79%和段太美等[12]研究中的 26. 82% ,提示该地

区重症肺炎患者感染流感病毒概率较高。 54 例流

感病毒阳性中包括 28 例新甲 H1N1、11 例人感染

H7N9、9 例季节性 H3、6 例乙型流感,提示合并流感

病毒感染患者病原谱中以甲流病毒感染为主。此

外,不同性别、年龄患者中流感病毒阳性率无明显

差异,提示流感病毒对全年龄层人群均易感,对指

导该地区重症肺炎治疗和流感疫情防控具有重要

指导意义。


重症肺炎的治疗与转归一直是医学界关注的

重点内容。有研究显示,重症肺炎住院患者病死率

可达 21% ~ 58% [13]。研究中 174 例重症肺炎患者

死亡 82 例,病死率达 47. 13% ,高于 2016—2017 年

泰州地区的 35. 82% 和北京地区的 39. 15% [14],可能与该地区在调查时间段内流感病毒感染概率较

高有关。 logistic 回归分析显示,高龄、累及器官≥3个、合并 COPD、合并感染性休克、合并流感病毒感

染是重症肺炎患者死亡的危险因素。高龄患者多

数存在免疫力低下、基础疾病多等问题,因此是重

症肺炎的易感人群和高死亡风险人群[15]。重症肺

炎持续进展可累及患者多个器官,而各器官功能障

碍会限制药物使用,从而增加病死率[16]。 COPD 作

为一种慢性肺部疾病,常反复发作,患者多长期使

用抗生素而造成耐药性高,治疗效果差,同时肺部

和气道长期炎症损伤可加剧其肺炎病情,造成死

亡[17]。重症肺炎合并感染性休克病死率可达

62% ,针对此类患者可及早进行目标指导性治疗,从而改善预后[18]。合并流感病毒感染也算是造成重

症肺炎患者死亡的高危因素,既往研究较少将流感

病毒阳性纳入重症肺炎的死亡因素进行分析,而出

现此次结果原因可能是流感病毒同样具有起病急、进展快、病死率高的特点[19],流感病毒患者死亡多

因为出现呼吸系统并发症,其中最主要为重症肺

炎,推测两者在病程上可能具有相互促进作用。针

对重症肺炎患者进行流感病毒筛查能有效指导临

床治疗,对抑制流感疫情的蔓延同样具有积极影响。综上所述,重庆市沙坪坝区重症肺炎合并流感

病毒阳性率加高,且以甲流病毒感染为主,提示对

重症肺炎患者进行流感病毒筛查的重要性,患者多

在冬季和春季发病,具有较高的病死率,日常工作

中需针对高危人群做好疾病检测、治疗和干预工

作,从而减少患者死亡。利益冲突　所有作者均声明不存在利益冲突

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第一作者简介:王岚,本科,主治医师,研究方向:儿科营养保健相关

通信作者:刘婵,主治医师,Email:liuliuhuaha@ 126. com

·调查研究·

学龄儿童营养状况与行为变化趋势王岚,刘婵

河北省涿州市医院营养科,河北保定　 072750

摘要:目的　研究学学龄儿童营养状况与行为变化趋势。方法　研究采取描述性研究,以 2019 年 1 月 ~ 12 月进行

体检的1 950例儿童作为研究对象,男性 955 例,女性 995 例,7 岁组儿童 320 例,8 岁组儿童 311 例,9 岁组儿童 333例,10 岁组儿童 295 例,11 岁组儿童 277 例,12 岁组儿童 414 例,分析不同性别以及年龄学生的营养状况合行为习惯

之间的差异。结果　男性的营养不良率显著低于女性(χ2 = 14. 581,P = 0. 002);不同年龄段学生营养状况之间的差

异有统计学意义(χ2 = 95. 265,P = 0. 000),10 岁以及 11 岁儿童的学生营养不良状况高于其他年龄组;不同年龄段学

生的挑食、食物响应、食物喜好、饮料渴望以及情绪过度饮食之间的差异无统计学意义,随着年龄的增长,学生的过

饱响应、进食缓慢、情绪饮食减少评分显著下降;不同性别的过饱响应、进食缓慢、挑食、食物响应、情绪饮食减少以

及情绪过度饮食情况之间的差异,男性患者的食物喜好以及饮料渴望评分显著高于女性。结论　建议针对学龄期

10 ~ 11 岁的儿童,加强营养干预,塑造良好的饮食习惯,对于提升学生营养状况具有积极的意义。关键词:学龄儿童;营养状况;行为习惯;肥胖


Nutritional status and behavior change trend of school-age childrenWANG Lan,LIU Chan

Department of Nutrition,Zhuozhou City,Hebei　 072750,ChinaCorresponding author: LIU Chan,Email: liuliuhuaha@126. com

Abstract:　 Objective　 To study the nutritional status and behavior of school-age children. 　 Methods 　 In this study,adescriptive study was conducted on 1 950 children who underwent physical examination from January to December 2019.There were 955 males,995 females,320 7-year-old children,311 8-year-old children,333 9-year-old children,295 10-year-old children,277 children in 11-year-old group and 414 children in 12-year-old group. 　 Results　 The malnutrition rate ofmale was significantly lower than that of female (χ2 = 14. 581,P = 0. 002);the nutritional status of students of different agegroups was statistically significant ( χ2 = 95. 265,P = 0. 000),and the malnutrition status of students aged 10 and 11 washigher than that of other age groups;the difference of picky eating,food response,food preference,drink craving and emotionalovereating of students of different ages was found With the increase of age,students′ scores of satiety response,slow eating andemotional diet decreased significantly; the differences of over satiety response, slow eating, picky eating, food response,emotional diet reduction and emotional overeating of different genders were significantly higher than those of female patients.　 Conclusion　 It is suggested that for school-age children aged 10-11,strengthening nutritional intervention and shapinggood eating habits are of positive significance for improving the nutritional status of students.Keywords:School age children;Nutritional status;Behavior habits;Obesity

　　目前学龄期儿童的营养问题已经成为全社会

关注的问题之一[1],有研究报道指出[2],学龄期营

养不良,严重影响其学习以及工作,甚至对一生的

健康均会造成严重的影响。有流行病学调查显

示[3],我国儿童的超重以及肥胖的好发年龄为 7 ~

12 岁,同时,随着超重以及肥胖的不断进展,进而造

成成人期多种慢性疾病,有研究认为[5],学龄期儿

童的超重以及肥胖的发生与家长的喂养习惯以及

学生自己的行为习惯显著相关。主要通过对 2019年的学龄儿童营养状况与行为变化趋势分析,为临


床对开展营养干预提供科学依据。

1　对象与方法

1. 1　资料来源　采取描述性研究,以 2019 年 1 ~12 月进行体检的1 950例学龄儿童作为研究对象,其中,男性 955 例,女性 995 例,年龄在 7 ~ 12 岁,平均年龄为(10. 26 ± 2. 63)岁。 7 岁组儿童 320 例,8岁组儿童 311 例,9 岁组儿童 333 例,10 岁组儿童

295 例,11 岁组儿童 277 例,12 岁组儿童 414 例。1. 2　方法　采取《全国学生体质健康调查研究工

作手册》 [6]进行身高、体重等数据的收集,采用国家

妇幼中心《爱饭达儿童饮食行为量表》 [7] 对儿童的

饮食行为进行比较。1. 3　观察指标　不同性别的学生营养状况分析　分别对男童以及女童的体重进行比较。采用国家

学生体质健康标准对研究对象的营养状况进行评

价。诊断标准以身高标准体重作为依据,学生的体

重在标准体重的 10. 00% 内进行波动则为正常范

围,低于标准体重的 90. 00% 则为营养不良,高于标

准体重的 110. 00% 则为超重,高于标准体重的

120. 00%则为肥胖[8]。1. 4　统计学方法　采用 SPSS 21. 0 软件进行数据

分析。正态分布的计量资料以表示,两组间比较采

用 t 检验,计数资料以例数或百分率表示,组间比较

采用 χ2 检验;以 P < 0. 05 为差异有统计学意义。

2　结　果

2. 1　不同性别的学生营养状况分析　男性患者营

养不良 110 例,营养正常 585 例,超重患者 122 例,肥胖 138 例,女性患者营养不良 156 例,营养正常

559 例,超重患者 102 例,肥胖 178 例,男性的营养

不良率显著低于女性(χ2 = 14. 581,P = 0. 002)。2. 2　不同年龄的学生营养状况分析　不同年龄段

学生营养状况之间的差异有统计学意义 ( χ2 =95. 265,P = 0. 000),10 岁以及 11 岁儿童的学生营

养不良状况高于其他年龄组(表 1)。表 1　不同年龄的学生营养状况分析　 [n(% )]

Table 1　 Nutritional status of students of different ages　 [n(%)]组别(岁) 营养不良正常超重肥胖

7(n = 320) 15(4. 69) 202(63. 13) 39(12. 19) 64(20. 00)8(n = 311) 54(17. 36) 155(49. 84) 41(13. 18) 61(19. 61)9(n = 333) 45(13. 51) 195(58. 56) 42(12. 60) 51(15. 30)10(n = 295) 75(25. 40) 120(40. 70) 40(13. 60) 60(20. 30)11(n = 277) 55(19. 90) 99(35. 70) 55(19. 90) 68(24. 50)12(n = 414) 22(5. 31) 373(90. 10) 7(1. 69) 12(2. 90)

χ2 值 95. 265

P 值 0. 000

2. 3　不同年龄段学生的行为变化趋势比较　不同

年龄段学生的挑食、食物响应、食物喜好、饮料渴望

以及情绪过度饮食之间的差异无统计学意义,随着

年龄的增长,学生的过饱响应、进食缓慢、情绪饮食

减少评分显著下降(表 2)。2. 4　不同性别学生的行为变化趋势比较　不同性

别的过饱响应、进食缓慢、挑食、食物响应、情绪饮

食减少以及情绪过度饮食情况之间的差异,男性患

者的食物喜好以及饮料渴望评分显著高于女性

(表 3)。

表 2　不同年龄段学生的行为变化趋势比较　 (x + s)Table 2　 Comparison of behavior change trend of students of different ages　 (x + s)

组别(岁) 过饱响应进食缓慢挑食食物响应食物喜好饮料渴望情绪饮食减少情绪过度饮食

7(n = 320) 8. 93 ± 2. 15 6. 37 ± 1. 46 8. 07 ± 1. 27 5. 28 ± 2. 91 7. 96 ± 2. 60 3. 15 ± 1. 10 5. 97 ± 1. 33 2. 40 ± 0. 828(n = 311) 8. 57 ± 2. 41 6. 55 ± 1. 96 8. 16 ± 1. 17 5. 46 ± 2. 09 7. 72 ± 2. 27 3. 52 ± 1. 82 5. 49 ± 1. 81 2. 88 ± 0. 889(n = 333) 8. 36 ± 1. 54 6. 29 ± 2. 35 8. 75 ± 1. 73 5. 12 ± 1. 66 7. 91 ± 2. 45 3. 94 ± 1. 36 5. 37 ± 1. 81 2. 91 ± 0. 3510(n = 295) 7. 71 ± 2. 92 6. 44 ± 2. 47 9. 51 ± 2. 27 5. 47 ± 2. 45 7. 88 ± 2. 71 2. 18 ± 1. 90 4. 95 ± 1. 43 2. 17 ± 0. 3211(n = 277) 7. 33 ± 1. 49 6. 08 ± 2. 71 9. 39 ± 2. 69 5. 67 ± 2. 04 7. 92 ± 2. 53 3. 58 ± 1. 61 4. 40 ± 1. 53 2. 21 ± 0. 3512(n = 414) 7. 02 ± 2. 57 6. 07 ± 1. 6 9. 50 ± 2. 37 5. 43 ± 2. 35 7. 95 ± 2. 8 2. 49 ± 1. 02 3. 55 ± 5. 90 2. 03 ± 0. 71

F 值 11. 262 5. 695 0. 632 1. 115 0. 632 1. 441 6. 995 1. 003

P 值 0. 000 0. 000 0. 332 0. 141 0. 596 0. 425 0. 000 0. 962

表 3　不同性别学生的行为变化趋势比较　 (x + s)Table 3　 Comparison of behavior change trend of different gender students　 (x + s)

组别(岁) 过饱响应进食缓慢挑食食物响应食物喜好饮料渴望情绪饮食减少情绪过度饮食

男(n = 955) 8. 29 ± 2. 24 6. 59 ± 1. 97 8. 73 ± 2. 26 5. 58 ± 1. 61 7. 55 ± 1. 11 3. 54 ± 0. 64 5. 60 ± 1. 15 2. 46 ± 1. 09女(n = 995) 8. 26 ± 2. 19 6. 49 ± 1. 00 8. 67 ± 2. 62 5. 55 ± 1. 99 7. 41 ± 1. 23 2. 36 ± 0. 97 5. 51 ± 1. 28 2. 45 ± 1. 23

t 值 0. 299 1. 405 0. 542 0. 367 2. 641 31. 828 1. 635 0. 190

P 值 0. 765 0. 160 0. 588 0. 714 0. 008 0. 000 0. 102 0. 849


3　讨　论

我国青少年的超重以及肥胖的发生率呈现快

速增长趋势。有研究报道显示[10],儿童的饮食习惯

与超重以及肥胖的发生率显著相关。欧洲多项研

究显示[11],食物的响应评分以及食物的喜好评分与

体重质量评分显著相关,而在对学生的饮食缓慢以

及过饱响应的评分与体重指数呈现负相关[12]。通过对不同性别儿童的营养状况的分析,男童

的营养不良情况显著低于女童。营养不良的比例

为 13. 64% ,而营养过剩的比例为 27. 69% ,而许诺

等在 2019 年对 3 ~ 6 年级学生的调查中发现,儿童

超重肥胖的检出率为 23. 39% ,与研究结果一致[13]。不同年龄段中,10 ~ 11 岁儿童的学生营养不良状况

显著升高,提示因该年龄段普遍面临升学压力,由此造成的营养问题值得关注。同时,在女童 10 岁后

可能会出现性激素的波动[15],进而影响其营养状

况,所以在儿童的营养饮食健康教育中,建议开展

针对性的营养干预。而在对学龄儿童的行为变化趋势的分析中,随

着年龄的增长,儿童的过饱响应能力显著下降,进食缓慢以及由于情绪造成的饮食数量的减少,均可

在一定程度上影响学生的营养状况。而男性学生

的食物喜好以及对饮料的渴望显著高于女性,建议

家长可通过改善烹饪措施或者直接干预等措施[16]。而在本研究中,营养过剩问题也成为目前研究的重

要方向。建议家长在对学生进行食品转换过程中,及时针对其饮食习惯进行调整,避免由于不良饮食

习惯造成的肥胖或营养不良[17]。同时,在学生进行

进食过程中,注意食物种类的多样化,避免由于食

物种类单一[18]。通过营造良好的膳食环境,进而改

善其营养状况[19]。在学生面对升学压力或者由于

月经初潮年龄的提前到来等诸多因素的影响下[20],及时针对学生的营养状况进行食物搭配,提升学生

的影响状况。吴晓晨等[21] 针对湖北省某市的学龄

前儿童研究认为,其饮食行为习惯与学生的营养状

况显著相关。建议针对学龄期 10 ~ 11 岁的儿童,加强营养干

预,塑造良好的饮食习惯,对于提升学生营养状况

具有积极的意义。利益冲突　所有作者均声明不存在利益冲突

参考文献

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养状况[J] . 公共卫生与预防医学,2020,31(5):88-91. DOI:10. 3969 / j. issn. 1006 - 2483. 2020. 05. 023.

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(收稿日期:2021-06-08)(本文编辑:赵珣)


基金项目:湖北省卫生健康委科研项目(WJ2019M221)第一作者简介:廖幼文,硕士,高级会计师,主要研究方向:卫生管理与信息分析

·调查研究·

武汉市三甲医院口腔医生肌肉骨骼疾患调查及危险因素分析

廖幼文,马博懿,徐新灏,何佳,俞鸿飞

武汉大学口腔医院,武汉　 430079

摘要:目的　了解口腔医生肌肉骨骼疾患(MSD)现状,并对患病的危险因素进行分析,为预防和降低口腔医生 MSD的发生提供参考。方法　采用分层整群抽样的方法,于 2020 年 5 月从武汉市三级甲等医院中选取 1 家口腔专科医

院和 5 家综合医院的 373 名从业口腔医生作为研究对象,采用北欧国家肌肉骨骼疾患标准调查问卷(NMQ)和疼痛

数字评定量表(NRS)调查其 MSD 患病情况,运用二元 logistic 回归分析其罹患 MSD 的危险因素。结果　口腔医生

MSD 总的年患病率为 93. 3% ,颈部、肩背部、腰部和手腕部 MSD 的年患病率分别为 78. 3% 、70. 0% 、56. 0% 、36. 2% 。二元 logistic 回归分析结果显示,与颈部 MSD 相关的危险因素有工作疲劳感、颈部前倾及肩膀一侧抬高;与肩背部

MSD 相关的危险因素有工作疲劳感、颈部扭转及手腕弯曲;与腰部 MSD 相关的危险因素有年龄、专业、工作疲劳感、弯腰;与手腕部 MSD 相关的危险因素有性别、专业、工作年限、锻炼身体、每天接诊病人量、弯腰并扭身、手腕扭转、使用显微镜次数,而锻炼身体为手腕部 MSD 的保护因素。上述相关危险因素的差异均有统计学意义(P < 0. 05)。结

论　口腔医生 MSD 的患病率较高,医院管理层应加强组织培训,使其更早认识到采用正确操作姿势、增加 5 分钟工

间休息的重要性,从早期就开始预防 MSD 的发生。关键词:口腔医生;肌肉骨骼疾患;患病率;危险因素


Prevalence and risk factor analysis of musculoskeletal disordersin dentists working in Wuhan Three-A hospitals

LIAO Youwen,MA Boyi,XYU Xinhao,HE Jia,YU HongfeiHospital of Stomatological Wuhan University,Wuhan　 430079,China

Abstract :　 Objective　 To investigate the prevalence of musculoskeletal disorders (MSD) in dentists and to analyze therisk factors of MSD to provide suggestions for preventing and reducing MSD in dentists. 　 Methods 　 Through stratifiedcluster random sampling,373 dentists were selected from one Hospital of Stomatolagy and five general hospitals among Three-A hospitals in Wuhan as the research objects. The prevalence of MSD was surveyed using the Nordic musculoskeletaldisorders standard questionnaire (NMQ) and Numerical Rating Scale (NRS) of pain measurement,and the risk factors ofMSD was analyzed with binary Logistic regression. 　 Results　 The total MSD annual prevalence rate of dentists was 93. 3% ,with a prevalence rate in neck,shoulder and back,waist and wrist at 78. 3% ,70. 0% ,56. 0% and 36. 2% respectively.Through Binary Logistic regression analysis,it was found that the risk factors associated with neck MSD were work fatigue(χ2 = 24. 00,P = 0. 000),neck hunching( χ2 = 23. 55,P = 0. 000),and shoulder side lift( χ2 = 24. 52,P = 0. 000). The riskfactors associated with MSD in shoulder and back were work fatigue(χ2 = 34. 64,P = 0. 000),neck twisting(χ2 = 21. 68,P =0. 000) and wrist bending(χ2 = 45. 87,P = 0. 000). The risk factors associated with waist MSD were age( χ2 = 29. 83,P =0. 000),majors(χ2 = 16. 68,P = 0. 028),work fatigue(χ2 = 21. 08,P = 0. 000),waist bending(χ2 = 22. 88,P = 0. 000). Therisk factors associated with wrist MSD were gender( χ2 = 4. 17,P = 0. 041),majors( χ2 = 23. 47,P = 0. 001),working years(χ2 = 11. 63,P = 0. 009),physical activities( χ2 = 9. 14,P = 0. 028),number of patient visits per day( χ2 = 18. 41,P =0. 000),bending and twisting(χ2 = 24. 12,P = 0. 000),wrist twisting(χ2 = 34. 41,P = 0. 000),and prevalence of microscopeusing(χ2 = 12. 09,P = 0. 020),while physical exercise was a protective factor for wrist MSD. The differences of the above-mentioned risk factors were statistically significant (P < 0. 05). 　 Conclusion 　 The prevalence of MSD in dentists is


relatively high,and hospital management should strengthen organizational training to help dentists to realize the importance ofadopting correct operating posture,a 5-minute breaks during work,prevent MSD at an early stage.Keywords:Dentists;Musculoskeletal disorders;Prevalence;Risk factors

　　世界卫生组织把肌肉骨骼疾患(musculoskeletaldisorder,MSD) 定义为非急性或瞬间事件所直接造

成的肌肉、肌腱、外周神经或血管等系统的疾病,它是一种与职业相关的多发病,主要表现为颈、肩、背、腰、手腕等部位的疼痛、麻木、僵硬或活动受

限[1]。有研究显示,口腔科医生颈椎病、腰椎病和

肩周炎的检出率分别达到 83. 6% , 67. 2% 和

76. 1% [2]。研究是为了了解口腔科医生 MSD 的现

状,并对患病的危险因素进行分析,为预防和降低

口腔医生 MSD 的发生提供参考依据。

1　对象与方法

1. 1　资料来源　研究采用分层整群抽样的方法,将武汉市三级甲等医院分为口腔专科医院和综合医

院两个层次,于 2020 年 5 月选取 1 家口腔专科医

院,5 家综合医院,将其从业口腔科医生作为研究对

象,进行问卷调查。调查共发放问卷 400 份,有效问

卷 373 份,有效回收率 93. 2% 。1. 2　方法与内容　调查内容包括基本情况、工作负

荷和工作姿势。采用北欧国家肌肉骨骼疾患标准

调查问卷(NMQ)和疼痛数字评定量表(NRS),对其

颈部、肩背部、腰部及手腕部在最近一年内是否有

过肌肉骨骼疼痛或不适等症状进行调查。1. 3　质量控制　对数据进行双人双录,保证其完整

性和准确性。1. 4　统计学方法　应用 SPSS 19. 0 软件对数据进

行统计分析,以 P < 0. 05 为差异有统计学意义。运

用二元 logistic 回归分析单因素 χ2 检验中差异有统

计学意义的因素与 MSD 年患病率之间的关系,并计

算 OR 值和 95%的 CI。

2　结　果

2. 1　一般情况及不同部位患病率　 373 名口腔医

生中男性 150 人、女性 223 人,平均身高(165. 87 ±7. 42)cm,平均 BMI 为 22. 22 ± 3. 08。总的年患病率

为 93. 3% (348 / 373),其中颈部、肩背部、腰部、手腕

部患病率分别为 78. 3% 、70. 0% 、56. 0% 、36. 2% 。2. 2　口腔医生 MSD 的影响因素分析　研究将影响

因素分为个人、工作负荷和工作姿势三个方面的因

素。以单因素 χ2 分析中差异有统计学意义的因素

为自变量,以颈部、肩背部、腰部及手腕部是否出现

MSD 的症状为因变量,用二元 logistic 回归建立回归

模型,进行多因素分析,计算 OR 值和 95% 的 CI。变量筛选方法采用 backward∶ LR 逐步回归法,变量

进入和删除的标准分别为 0. 05 和 0. 10。2. 2. 1　颈部 MSD 的影响因素分析　对颈部 MSD进行二元 logistic 回归分析(表 1),单因素 χ2 分析和

二元 logistic 回归分析 P < 0. 05 的变量有:工作疲劳

感(χ2 = 24. 00,P = 0. 000)、颈部前倾( χ2 = 23. 55,P= 0. 000)、肩膀一侧抬高( χ2 = 24. 52,P = 0. 000)。其中,工作感觉累的 OR 值最高,为 5. 96,颈部前倾

的 OR 值为 2. 92,肩膀一侧抬高的 OR 值为 2. 43。

表 1　颈部 MSD 影响因素 logistic 回归分析

Table 1　 Logistic regression analysis of factors affecting neck MSD

变量 B 值 Sx χ2 值 df Sig. Exp(B)95% CI

下限上限

工作疲劳感

　不累 8. 90 3 0. 031　有一点累 1. 24 0. 54 5. 18 1 0. 023 3. 44 1. 19 9. 97　累 1. 78 0. 60 8. 83 1 0. 003 5. 96 1. 84 19. 32　很累 1. 42 0. 70 4. 13 1 0. 042 4. 12 1. 05 16. 12颈部前倾 1. 07 0. 35 9. 65 1 0. 002 2. 92 1. 49 5. 75肩膀一侧抬高 0. 89 0. 30 8. 59 1 0. 003 2. 43 1. 34 4. 40

2. 2. 2　　肩背部 MSD 的影响因素分析　对肩背部

MSD 进行二元 logistic 回归分析(表 2),单因素 χ2

分析和二元 logistic 回归分析 P 值均 < 0. 05 的变量

有工作疲劳感( χ2 = 34. 64,P = 0. 000)、颈部扭转

(χ2 = 21. 68,P = 0. 000)、手腕弯曲(χ2 = 45. 87,P =0. 000)。其中,工作感觉很累的 OR 值最高,为

7. 44,颈部扭转的 OR 值为 1. 77,手腕弯曲的 OR 值

为 4. 31。2. 2. 3　腰部 MSD 的影响因素分析　对腰部 MSD进行二元 logistic 回归分析(表 3),单因素 χ2 分析和

二元 logistic 回归分析 P 值均 < 0. 05 的变量有年龄

(χ2 = 29. 83, P = 0. 000 )、专业 ( χ2 = 16. 68, P =0. 028)、工作疲劳感( χ2 = 21. 08,P = 0. 000)、弯腰

(χ2 = 22. 88,P = 0. 000)、弯腰并扭身( χ2 = 20. 09,


P = 0. 000)。其中,年龄≥50 岁、牙周科、工作疲劳

感中很累、弯腰是主要危险因素。2. 2. 4 　手腕部 MSD 的影响因素分析　对手腕部

MSD 进行二元 logistic 回归分析(表 4),单因素 χ2

分析和二元 logistic 回归分析 P 值均 < 0. 05 的变量

有性别( χ2 = 4. 17,P = 0. 041)、专业 ( χ2 = 23. 47,P = 0. 001)、工作年限(χ2 = 11. 63,P = 0. 009)、锻炼

身体 ( χ2 = 9. 14, P = 0. 028)、接诊病人量 ( χ2 =18. 41,P = 0. 000)、弯腰并扭身 ( χ2 = 24. 12,P =0. 000)、手腕扭转( χ2 = 34. 41,P = 0. 000)、使用显

微镜次数(χ2 = 12. 09,P = 0. 020)。其中,牙周黏膜

科、工作年限在 20 ~ 29 年、每天接诊人次 > 20 人、弯腰并扭身、手腕扭转、使用显微镜 4 ~ 5 次是主要

危险因素,而锻炼身体为手腕部 MSD 的保护因素。

表 2　肩背部 MSD 影响因素 logistic 回归分析

Table 2　 Logistic regression analysis factors affecting MSD of shoulder and back


下限上限

工作疲劳感　不累 16. 06 3 0. 001　有一点累 0. 78 0. 54 2. 08 1 0. 149 2. 17 0. 76 6. 24　累 1. 60 0. 57 7. 80 1 0. 005 4. 94 1. 61 15. 13　很累 2. 00 0. 68 8. 61 1 0. 003 7. 44 1. 95 28. 41颈部扭转 0. 57 0. 28 4. 28 1 0. 039 1. 77 1. 03 3. 05手腕弯曲 1. 46 0. 31 22. 32 1 0. 000 4. 31 2. 35 7. 89

表 3　腰部 MSD 影响因素 logistic 回归分析

Table 3　 Logistic regression analysis of factors I affecting waist MSD


下限上限

年龄组(岁)　 ≤29 24. 34 3 0. 000　 30 ~ 39 0. 71 0. 31 5. 33 1 0. 021 2. 04 1. 11 3. 74　 40 ~ 49 1. 35 0. 41 10. 64 1 0. 001 3. 86 1. 72 8. 70　 ≥50 2. 19 0. 48 20. 80 1 0. 000 8. 89 3. 48 22. 73工作疲劳感　不累 11. 55 3 0. 009　有一点累 1. 48 0. 61 5. 88 1 0. 015 4. 41 1. 33 14. 63　累 1. 72 0. 63 7. 51 1 0. 006 5. 59 1. 63 19. 17　很累 2. 31 0. 70 10. 91 1 0. 001 10. 10 2. 56 39. 81弯腰 1. 23 0. 40 9. 629 1 0. 002 3. 42 1. 574 7. 45弯腰并扭身 0. 72 0. 31 5. 38 1 0. 020 2. 06 1. 12 3. 80

表 4　手腕部 MSD 影响因素 logistic 回归分析

Table 4　 Logistic regression analysis of factors affecting wrist MSD


下限上限

性别 - 0. 86 0. 32 7. 30 1 0. 007 0. 42 0. 23 0. 79工作年限(年)　 ≤9 11. 07 3 0. 011　 10 ~ 19 - 0. 27 0. 38 0. 54 1 0. 465 0. 76 0. 37 1. 59　 20 ~ 29 1. 22 0. 43 8. 21 1 0. 004 3. 40 1. 47 7. 86　 ≥30 - 0. 21 0. 59 0. 13 1 0. 715 0. 81 0. 26 2. 55锻炼身体

　没有 9. 33 3 0. 025　经常 - 0. 82 0. 57 2. 07 1 0. 151 0. 44 0. 15 1. 35　偶尔 - 1. 20 0. 51 5. 55 1 0. 018 0. 30 0. 11 0. 82有一些 - 0. 31 0. 57 0. 29 1 0. 589 0. 74 0. 24 2. 23每天接诊患者人数

　 < 12 10. 10 2 0. 006　 12 ~ 20 0. 88 0. 31 8. 07 1 0. 004 2. 40 1. 31 4. 39　 > 20 1. 23 0. 58 4. 51 1 0. 034 3. 44 1. 10 10. 72弯腰并扭身 1. 16 0. 43 7. 32 1 0. 007 3. 20 1. 38 7. 42手腕扭转 1. 14 0. 39 8. 76 1 0. 003 3. 14 1. 47 6. 68使用显微镜次数(4 ~ 5) 1. 88 0. 66 8. 23 1 0. 004 6. 55 1. 81 23. 65


3　讨　论

3. 1　个人因素　工作疲劳感是颈部、肩背部、腰部

MSD 的危险因素。谢海鲲等[3] 研究认为,医务人员

的职业压力与工作负荷过大、工作重复性高有关。因此,口腔医生要注意控制接诊患者量,工间适要

适当休息或活动,让疲劳得以恢复。年龄是腰部 MSD 的危险因素。提示口腔科医

生要重视 MSD 的发生与年龄的关系,从青年时就要

注意调整不正确的工作姿势,避免损伤从量变到质

变的发生。工作年限是手腕部的危险因素,可能与身体修

复能力随着工作年限的增长而下降有关。研究工

作年限≥30 年时,患病率反而下降,可能与该组中

男性占比高(88. 9% )有关。锻炼身体是手腕部 MSD 的保护因素。有研究

显示,不经常锻炼身体罹患 MSD 的风险更高[4-5]。研究未发现锻炼身体与颈、肩、腰部 MSD 存在关联,与娜扎开提等[6] 研究结果一致。可能与手腕部锻

炼相对灵活多样有关。3. 2　工作负荷因素　接诊患者量是手腕部 MSD 的

危险因素。口腔专业的特点是手腕部要长时间使

用握力,而持续握力被认为是手腕部 MSD 高危因

素[7]。因此,口腔医生要注意工间适当休息,使手

腕部肌肉疲劳得到恢复。3. 3　工作姿势因素　颈部前倾和肩膀一侧抬高是

颈部 MSD 的危险因素。有研究显示,口腔医生的颈

椎病在 MSD 中患病率高,工作姿势与颈椎病的发生

存在关系。因此,有意识地调整姿势对预防颈椎病

会起到很大作用。颈部扭转和手腕弯曲是肩背部 MSD 的危险因

素。有研究发现,手部重复操作、同一姿势和不良

体位是肩部疲劳的主要原因[8];医生使用小型牙科

器械需肩部保持一个不舒服的姿势位,久而久之导

致肩部损伤[9]。弯腰及扭身是腰部 MSD 的危险因素。有研究

认为,频繁弯腰是腰部 MSD 的危险因素[6],与本研

究结果一致。因此,口腔医生要注意采用正确的操

作姿势,调节好座椅,避免经常弯腰和扭身。手腕扭转、使用显微镜次数是手腕部 MSD 的危

险因素。有研究认为,口腔操作需手部力量精确和

持续握力,增加了手腕部 MSD 的风险[6]。使用显微

镜次数与手腕部 MSD 的发生存在关联[10],可能与

多次用手调节显微镜旋钮,以达到更加清晰的视野

有关。综上,为预防和降低口腔医生 MSD 的患病率,

应采取增加工间休息[11]、改变工作姿势等针对性的

干预措施。利益冲突　所有作者均声明不存在利益冲突

参考文献

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(收稿日期:2021-06-08)



第一作者简介:刘宏,硕士,主管护师,主要研究方向为儿童保健

·调查研究·

儿童骨密度与 BMI、血清维生素及微量元素关联分析

刘宏,刘芳,王军陵,叶静萍

武汉大学人民医院儿一科,武汉　 430060

摘要:目的　分析儿童骨密度与体质量指数(BMI)、血清维生素及微量元素的关系。方法　选取 2019 年 1 月到 2019年 12 期间在武汉大学人民医院儿童保健门诊进行体检的 319 例儿童,根据骨密度是否异常分为低骨密度组和正常

骨密度组。分析儿童骨密度与 BMI、血清维生素及微量元素的关系。结果　 319 例儿童中,骨密度正常 183 例

(57. 37% ),骨密度低 136 例(42. 63% )。男童骨定量传播速度(SOS)值、Z 值均高于女童,骨密度低的比例低于女

童,但差异均无统计学意义(P > 0. 05);按照年龄分组,0 ~ 1 岁组 SOS 值、Z 值均低于其余各组,且骨密度低的比例显

著高于其余各组(P < 0. 05);低骨密度组儿童的 BMI 高于正常骨密度组,VD、Cu、Zn 水平低于正常骨密度组(P <0. 05);SOS 值与年龄、身高、体重、VD、Ca、Fe、Zn 呈正相关(P < 0. 05);与 BMI、VE 呈负相关(P < 0. 05)。 BMI、VD、Zn均为儿童骨密度的影响因素(P < 0. 05)。结论　 BMI、VD、Zn 对儿童骨密度的影响较大,防治肥胖以及合理补充

VD、Zn 有利于提高儿童骨密度。关键词:骨密度;儿童;体质量指数;维生素;微量元素


Analysis of the relationship between bone mineral density and BMI,serum vitamins and trace elements in children

LIU Hong,LIU Fang,WANG Junling,YE JingpingDepartment of Pediatrics,People′s Hospital,Wuhan University,Wuhan　 430060,China

Abstract:　 Objective　 To analyze the relationship between children′s bone mineral density (BMD) and body mass index(BMI),serum vitamins and trace elements. 　 Methods　 A total of 319 children who underwent physical examinations at thechildren′s health clinic in our hospital from January 2019 to December 2019 were selected. According to the bone density,theenrolled children were divided into low bone density group and normal bone density group. The relationship between BMD andBMI,serum vitamins and trace elements was analyzed. 　 Results　 Among 319 children,183 cases (57. 37% ) had normalbone density and 136 cases (42. 63% ) had low bone density. The SOS and Z values of boys were higher than those of girls,while the proportion of low bone density was lower than that of girls,but the difference was not statistically significant (P >0. 05). The SOS and Z values of the 0 to 1-year old group were both lower than the other age groups,the proportion of lowbone density was significantly higher than that of the other groups,and the difference was statistically significant (P < 0. 05).The BMI of children in the low bone density group was higher than that of the normal bone density group,the levels of VD,Cuand Zn lower than normal bone density group,and the difference is statistically significant (P < 0. 05). SOS value waspositively correlated with age,height,weight,VD,Ca,Fe,and Zn (P < 0. 05),and negatively correlated with BMI and VE(P < 0. 05). BMI,VD,and Zn were all influencing factors for children′s bone mineral density (P < 0. 05). 　 Conclusion　BMI,VD,and Zn had a greater impact on children′s bone mineral density. Prevention and treatment of obesity and reasonablesupplementation of VD and Zn are beneficial to increase children′s bone density.Keywords:Bone mineral density;Children;Body mass index;Vitamins;Trace elements


　　骨密度是指单位面积骨矿物质的含量,是一项

可反映人体骨骼发育情况、评估骨钙含量的临床指

标[1]。近年来的研究发现[2-3],部分地区的儿童骨

密度异常的发生率较高,对儿童的生长发育造成了

不良影响,如何科学合理的筛选出影响儿童骨密度

的相关因素,针对性的进行干预,对改善儿童骨密

度异常的现象有重要的作用。体质量指数( Bodymass index,BMI)是体重与身高平方的比值,是目前

国际上常用的衡量人体胖瘦程度的指标[4]。维生

素是人和动物维持正常的生理功能不可或缺的一

类微量有机物质,部分维生素在维持正常骨代谢中

发挥重要的作用[5-6]。微量元素在人体中的含量较

低,但却可以发挥重要的生理功能,如参与调节机

体的生长发育、能量转换、骨代谢等[7-8]。目前较少

研究系统的分析儿童骨密度与 BMI、血清维生素及

微量元素的关系,鉴于此,研究分析了 319 例儿童的

儿童骨密度与上述指标的相关性,并分析了儿童骨

密度的影响因素,以为临床合理的预防、干预儿童

骨密度异常提供科学的指导。

1　对象与方法

1. 1　对象　选取 2019 年 1 月到 2019 年 12 期间在

武汉大学人民医院儿童保健门诊进行体检的 319 例

儿童,年龄 0 ~ 13 岁,平均年龄 3. 62 ± 3. 05 岁,其中

0 ~ 1 岁 29 例(9. 09% ),1 ~ 3 岁 151 例(47. 34% ),3 ~ 6 岁 76 例 ( 23. 82% ), 6 ~ 13 岁 63 例

(19. 75% )。性别:男 200 例(62. 70% ),女 119 例

(37. 30% )。纳入标准:(1)完成研究所有观察指标

的检测;(2)临床资料完整;(3)儿童家属对研究内

容均知情,并在知情同意书上签字。排除标准:(1)合并有感染性疾病;(2)除因疾病或药物因素影响

骨代谢者;(3)合并有儿童骨质疏松等骨骼疾病者;(4)参与高强度体育训练者;(5)心、肝、肾等重要脏

器功能障碍者。此次研究通过了武汉大学人民医

院伦理委员会的审批。1. 2　测定方法　骨密度测定　采用 OSTEOKJ7000型超声骨密度仪检测骨密度,测量 Z 值和骨定量传

播速度(speed of sound,SOS),判定标准　 Z > 0 为骨

密度正常,Z < 0 为骨密度过低。BMI 计算　测量所有儿童的身高和体重,根据

公式计算 BMI,BMI( kg / m2 ) = 体重 ( kg) /身高的

平方。血清维生素、微量元素测定　抽取所有儿童

5mL 的空腹静脉血,由贝克曼 AU680 全自动生化分

析仪和北京博辉 BH2100 测定血清维生素 A(VA)、维生素 D ( VD) 水平,以及钙 ( Ca)、铁 ( Fe)、锌

(Zn)、镁(Mg)、铜(Cu)、铅(Pb)、镉(Cd)水平。1. 3　统计方法　采用 SPSS 22. 0 对数据进行统计

分析,计量资料用( x ± s)表示,采用 t 检验和方差

分析,计数资料采用卡方检验。采用多因素 logsitic回归方程分析儿童骨密度的影响因素,采用 Pearson进行相关性分析。 P < 0. 05 即表示差异有统计学

意义。

2　结　果

2. 1　骨密度测定情况　 319 例儿童中,骨密度正常

183 例(57. 37% ),骨密度低 136 例(42. 63% )。男

童 SOS 值、Z 值均高于女童,骨密度低的比例低于女

童,但差异均无统计学意义(P > 0. 05);按照年龄分

组,0 ~ 1 岁组 SOS 值、Z 值均低于其余各组,且骨密

度低的比例显著高于其余各组,差异均有统计学意

义(P < 0. 05)(表 1)。

表 1　儿童骨密度测定情况及比较　 [n(% )]Table 1　 Bone mineral density measurement and comparison in children　 [n(% )]

分组例数 SOS 值 Z 值骨密度正常骨密度低

性别

　男 200 3 494. 20 ± 229. 85 0. 24 ± 1. 61 122(61. 00) 78(39. 00)　女 119 3 457. 69 ± 205. 18 0. 03 ± 1. 46 61(51. 26) 58(48. 74)

t / χ2 值 0. 864 1. 023 2. 894P 值 0. 527 0. 105 0. 089年龄组(岁)　 0 ~ 1 29 3 184. 17 ± 296. 58∗ - 1. 15 ± 2. 59∗ 　 10(34. 48) 19(65. 52)　 1 ~ 3 151 3 407. 56 ± 154. 75 0. 20 ± 1. 26 85(56. 29) 66(43. 71)　 3 ~ 6 76 3 619. 49 ± 130. 63 0. 93 ± 1. 21 60(78. 95) 16(21. 05)　 6 ~ 13 63 3 624. 46 ± 185. 02 - 0. 23 ± 1. 45　 28(44. 44) 35(55. 56)F / χ2 值 54. 152 33. 894 25. 054P 值 < 0. 001 < 0. 001 < 0. 001

　　注:∗组别间比较,P < 0. 05。


2. 2　骨密度与身高、体重、BMI 的关系　低骨密度

组和正常骨密度组儿童的身高、体重比较差异均无

统计学意义(P > 0. 05);低骨密度组儿童的 BMI 高于正常骨密度组,且差异有统计学意义(P < 0. 05)(表 2)。2. 3　骨密度与血清维生素、微量元素的关系　低骨

密度组和正常骨密度组儿童的 VA、VE、Ca、Mg、Fe、Pb 和 Cd 比较差异均无统计学意义(P > 0. 05);低骨密度组儿童的 VD、Cu、Zn 水平低于正常骨密度

组,且差异有统计学意义(P < 0. 05)(表 2)。2. 4　骨密度 SOS 值相关分析　 SOS 值与年龄、身

高、体重、 VD、 Ca、 Fe、 Zn 呈正相关 ( r = 0. 552、0. 581、 0. 457、 0. 318、 0. 282、 0. 128、 0. 390, P <0. 05);与 BMI、VE 呈负相关( r = - 0. 147、 - 0. 155,P < 0. 05)。2. 4　儿童骨密度的影响因素分析　以儿童骨密度

是否正常为因变量,低骨密度赋值为 1,正常骨密度

赋值为 0,以表 2 中存在差异的 BMI、VD、Cu、Zn 为

自变量,均以均值为界,高于均值赋值为 1,低于或

等于赋值为 0。经多因素 logsitic 回归方程分析显

示,BMI、VD、Zn 均为儿童骨密度的影响因素(P <0. 05)(表 3)。

表 2　骨密度与身高、体重、BMI 及血清维生素、微量元素的关系

Table 2　 Relationship between bone mineral density and height,weight,BMI,serum vitamins and trace elements指标低骨密度组(n = 136) 正常骨密度组(n = 183) t 值 P 值

身高 94. 30 ± 21. 87 96. 63 ± 18. 65 - 1. 004 0. 316

体重 15. 37 ± 8. 67 14. 95 ± 6. 93 0. 472 0. 637

BMI 16. 24 ± 2. 65 15. 42 ± 1. 73 3. 163 0. 002

VA 1. 20 ± 0. 45 1. 23 ± 0. 44 - 0. 580 0. 562

VD 30. 30 ± 11. 05 33. 31 ± 12. 15 2. 274 0. 024

VE 26. 66 ± 7. 67 25. 14 ± 7. 39 1. 793 0. 074

Ca 1. 69 ± 0. 14 1. 73 ± 0. 18 1. 796 0. 073

Mg 1. 46 ± 0. 12 1. 46 ± 0. 12 0. 161 0. 872

Fe 7. 31 ± 0. 62 7. 38 ± 0. 65 - 0. 993 0. 322

Cu 15. 37 ± 3. 3 16. 19 ± 3. 69 - 2. 047 0. 042

Zn 69. 33 ± 14. 56 73. 61 ± 14. 1 - 2. 648 0. 009

Pb 46. 89 ± 21. 39 45. 86 ± 21. 73 0. 424 0. 672

Cd 1. 27 ± 0. 96 1. 11 ± 0. 84 1. 596 0. 112

表 3　儿童骨密度的影响因素分析

Table 3　 Analysis of influencing factors of bone mineral density in children指标回归系数标准误 Wald χ2 值 P 值 OR 值 95% CI

BMI - 0. 897 0. 349 6. 606 0. 010 0. 408 0. 206 ~ 0. 808

VD 0. 654 0. 241 7. 364 0. 007 1. 923 1. 199 ~ 3. 084

Zn 0. 234 0. 094 6. 197 0. 013 1. 264 1. 051 ~ 1. 519

3　讨　论

儿童期是个体发育的第一个高峰期,骨骼处于

生长发育阶段,此时若骨密度出现异常可导致佝偻

病的发生,此外儿童青少年时期积累的骨矿量约占

峰值骨矿量的 90% ,该阶段的骨密度增长情况对获

得骨峰值有重要的影响,因此儿童骨密度异常也会

导致成年后骨质疏松性骨折发病风险增大[9-10]。绝

大多数人能在 14 岁之前达到峰值骨量,因此在早期

积极监测骨密度,判断儿童的骨骼发育情况,对于

防治儿童生长发育迟缓,达到最大骨峰值以及预防

成年后骨质疏松都有重要的指导意义[11-12]。 319 例

儿童中,骨密度正常 183 例 (57. 37% ),骨密度低

136 例(42. 63% ),提示骨密度异常的儿童较多,应引起临床的重视。此外,按照年龄分组时,0 ~ 1 岁

组 SOS 值、Z 值均低于其余各组,且骨密度低的比例

显著高于其余各组,提示婴儿时期骨密度不足的发

生率较高,与赵艳等人的研究结果一致[13]。近年来的研究显示,人体的骨密度与体重状态

有关,如江颖等人的研究发现[14],50 岁以上男性的

骨密度会随着 BMI 的变化而变化。低骨密度组儿

童的 BMI 高于正常骨密度组,且骨密度 SOS 值与


BMI 呈负相关,另多因素分析显示,BMI 为儿童骨密

度的影响因素,均提示 BMI 与儿童骨密度密切相

关。刘军廷等人的研究发现[15],学龄儿童的骨密度

随体重状态由非超重、超重到肥胖的变化,不断下

降,且男生 BMI 与骨密度存在负相关,与此研究结

果较为相似。 VD 是体内重要的骨代谢调节激素之

一,对机体的骨密度有重要的影响,VD 缺乏是引起

儿童佝偻病的重要原因[16]。 VD 与儿童骨密度密切

相关,其水平过低是导致儿童骨密度降低的危险因

素。 VD 可调节钙、磷代谢,促进机体对钙的吸收、重吸收及钙在骨骼的沉积,此外合理补充 VD 有利

于提高儿童骨密度,促进骨骼健康发展,因此临床

需要格外关注儿童 VD 情况[17]。 Zn 是人体必需的

微量元素,其在人体生长发育、免疫调节中均起到

了重要的作用,除此之外,Zn 是碱性磷酸酶的辅基,而这种酶在骨矿化过程中起到了关键的作用,当 Zn缺乏时会导致该酶合成不足,进而间接干扰骨的矿

化[18]。 Zn 还可以通过影响生长激素、性激素、维生

素 A 的合成而影响机体的骨代谢[19]。低骨密度组

儿童的 Zn 水平低于正常骨密度组,SOS 值与 Zn 呈

正相关,且 Zn 水平过低是儿童骨密度降低的危险

因素,提示 Zn 对儿童骨密度起到了重要的调节作

用,与王守桂等研究结果一致[20]。综上所述,儿童骨密度降低的发生率较高,应

引起临床的重视,BMI、VD、Zn 对儿童骨密度的影响

较大,防治肥胖以及合理补充 VD、Zn 有利于提高儿

童骨密度,促进骨骼健康发展。利益冲突　所有作者均声明不存在利益冲突

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